ПРЕСМЕТКА НА ФУНДАМЕНТАЛНИОТ РАМНОТЕЖЕН

ДЕВИЗЕН КУРС НА ДЕНАРОТ

ЈОВАНОВИЌ, Бранимир

Дисертацијава е изработена како составен дел на обврските пропишани од Универзитетот Стафордшир за добивање на титулата Магистар по економски

науки во рамки на програмата Економија за бизнис анализа

Февруари 2007

РЕЗИМЕ

Реалниот девизен курс, како макроекономска варијабла од критично значење, ја

одредува релативната цена на производите и услугите дома и во странство, па оттука

влијае на одлуките на економските агенти. Реалниот девизен курс треба да биде

реално поставен, затоа што во спротивно може да резултира во погрешни сигнали и

економски дисторзии. За да може да се отвори дискусијата на тема реално поставен

девизен курс, потребна е некоја мерка на правилен, односно рамнотежен девизен курс.

Од мноштвото концепти на рамнотежен девизен курс, за предмет на овој труд е

избран оној, кој е дефиниран како реален ефективен девизен курс кој соодветствува на

состојбата на внатрешна и надворешна рамнотежа на среден рок, и кој е познат под

името фундаментален рамотежен девизен курс. Во првиот дел од трудов се објаснува

овој концепт, и се дава преглед на литература во врска со намените за кои тој се

користи, како и начините на кои се пресметува. Во вториот дел е илустрирано како

фундаменталниот рамнотежен девизен курс може да се операционализира со цел да се

оцени правилниот курс на Македонскиот денар.

Заклучокот од анализата е дека денарот не е ниту потценет ниту преценет во периодот

1998-2005, што имплицира дека ценовната конкурентност не е нарушена и дека курсот

не генерира дисторзии во економијата. Порастот на приливите од нето тековни

трансфери предизвикува апресијација на фундаменталниот рамнотежен девизен курс.

За разлика, реалниот ефективен девизен курс тежнее да депресира во последните три

квартала. Доколку овие движења продолжат и во иднина постои опасност од

потенцијална потценетост на денарот.

СОДРЖИНА

ПОГЛАВЈЕ 1: Вовед ПОГЛАВЈЕ 2: Преглед на литературата за фундаменталниот рамнотежен девизен курс

Вовед 2.1. Врамнотежен девизен курс 2.2. Паритетот на куповна моќ 2.3. Дефинирање на ФЕЕР 2.4. Објаснување на ФЕЕР 2.5. Понатамошна дискусија 2.6. Пресметување на ФЕЕР-от

ПОГЛАВЈЕ 3: Пресметка на ФЕЕР-от на денарот

Вовед 3.1. Методологија 3.2. Податоци 3.3. Дискусија за карактеристиките на Македонската економија 3.4. Тестови за стационарност на сериите 3.5. Естимација на равенките на извоз и увоз

АРДЛ проценки Joхансен проценки

3.6. Пресметка на рамнотежните вредности 3.7. Избор на таргетот за тековната сметка 3.8. Анализа на сензитивноста, дискусија и резултати 3.9. Потенцијални недостатоци

ПОГЛАВЈЕ 4: Главни наоди, заклучоци и препораки за идно истражување Референци

1

33 3 5 7 9

12 14

2020 20 23 26 31 33 34 44 51 56 58 66

70

74

СПИСОК НА ГРАФИКОНИ, ТАБЕЛИ И АНЕКСИ

Графикон 1 Графикон 2 Графикон 3 Графикон 4 Графикон 5 Графикон 6 Графикон 7 Графикон 8 Графикон 9 Графикон 10 Графикон 11 Графикон 12 Графикон 13 Графикон 14 Графикон 15 Графикон 16 Графикон 17 Графикон 18 Графикон 19 Графикон 20 Графикон 21 Графикон 22 Графикон 23 Графикон 24 Графикон 25 Графикон 26 Графикон 27 Графикон 28 Графикон 29 Графикон 30 Табела 1 Табела 2 Табела 3 Табела 4 Табела 5 Табела 6 Табела 7 Табела 8 Табела 9 Табела 10 Табела 11 Табела 12 Табела 13 Табела 14 Табела 15 Табела 16 Табела 17 Табела 18 Табела 19 Табела 20 Aнекс 1 Aнекс 2 Aнекс 3 Aнекс 4

ФЕЕР-от, девизниот курс при состојба на интерна и екстерна рамнотежа Обем на убоз, 1998-2005 Обем на извоз, 1998-2005 Цени на извоз, 1998-2005 Македонски БДП, во цени од 1997, 1998-2005 Странска побарувачка, 1998-2005 Реален ефективен курс на денарот, 1998-2005 Резидуални од регресијата на ИЗВОЗ без дами Резидуални од регресијата на ИЗВОЗ со дами Резидуални од регресијата на УВОЗ без дами Резидуални од регресијата на УВОЗ со дами Резидуални од регресијата на ИЗВОЗ без дами варијаблите Резидуални од регресијата на ИЗВОЗ со дами варијаблите Резидуални од регресијата на УВОЗ без дами варијаблите Резидуални од регресијата на УВОЗ со дами варијаблите Македонски БДП, оригинален и филтриран Странска побарувачка, оригинална и филтрирана Цени на извозот, оригинални и филтрирани Цени на увозот, оригинални и филтрирани Нето доход, оригинален и филтриран Нето трансфери, оригинални и филтрирани Тековна сметка – актуелни вредности и таргети РЕДК и ФЕЕР1 РЕДК, ФЕЕР1 и ФЕЕР2 ФЕЕР1, ФЕЕР3, ФЕЕР4, ФЕЕР5 и ФЕЕР6 ФЕЕР1, ФЕЕР7, ФЕЕР8 Нето трансфери, % oд БДП ФЕЕР1 и ФЕЕР9 ФЕЕР1, ФЕЕР10 и ФЕЕР11 Различни ФЕЕР-ови и реалниот ефективен девизен курс Структура на македонскиот извоз по држави Трговска сметка, нето трансфери и тековна сметка Стапки на невработеност и инфлација Резултати од тестовите за стационарност Резултати од тестовите за стационарност во сериите од промени Избирање на максималниот број на лагови во АРДЛ моделот Регресиите со и без дами варијабли Резултати од тестот за долгорочна врска Резултати од тестот за долгорочна врска со заменета зависна варијабла Долгорочните коефициенти и р вредностите во регресијата на ИЗВОЗ Долгорочните коефициенти и р вредностите во регресијата на УВОЗ Тестови на спецификацијата за различни редови на ВАР-от кај извозот Тестови на спецификацијата за различни редови на ВАР-от кај увозот Информациони критериуми Тест за број на вектори на коинтеграција Векторот на коинтеграција Споредба меѓу коефициентите добиени со двата метода Тест дали Јохансен коефициентите се разликуваат од АРДЛ кај извозот Тест дали Јохансен коефициентите се разликуваат од АРДЛ кај увозот Различни ФЕЕР-ови Податоци Тестови за стационарност АРДЛ естимација на трговските равенки Јохансен естимација на трговските равенки

14 28 29 29 29 30 30 37 37 38 38 41 41 42 42 53 54 54 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 63 65

25 26 27 32 33 35 36 39 40 43 43 45 46 47 48 49 50 50 50 64

i

ii v

viii

1

ПОГЛАВЈЕ 1

Вовед

Реалниот девизен курс е една од клучните макроекономски варијабли. Дефиниран

како релативната цена на иста кошничка на производи дома и во странство, изразена

во иста мерна единица (т.е. номинален девизен курс корегиран за цените), реалниот

девизен курс ја одредува ценовната конкурентност и влијае на одлуките на

економските агенти во врска со потрошувачката и производството, па оттука и на

трговијата, на економската активност, невработеноста и инфлацијата.

Во економската литература значително внимание е посветено на варијабилноста на

девизниот курс, како и на последиците од неа. Може да се разграничат две димензии

на варијабилноста и тоа: волатилност и девијација (misalignment, неврамнотеженост).

Волатилноста се однесува на промената на курсот од еден момент во друг, а

девијацијата се однесува на разликите помеѓу курсот и неговото рамнотежно ниво

(Williamson, 1983). Додека трошоците кои произлегуваат од волатилноста се добро

познати и истражени1, при што честопати варијабилноста е поистоветена со

волатилноста, на трошоците кои произлегуваат од неврамнотежен курс им е

посветено незначително внимание. Од друга страна пак, како што истакнува

Williamson (1983, стp. 45), доколку волатилноста на курсот е проблематична и

непријатна, девијацијата на курсот од неговото рамнотежно ниво е многу посериозен

проблем и генерира „трошоци на прилагодување, рецесија, деиндустријализација,

инфлација и протекционизам“. Дополнително, девијациите можат да предизвикаат

спекулативни напади (Stein и Paladino, 1999).

За идентификација на девијациите неопходна е некоја мерка на рамнотежното ниво на

курсот. Во литературата може да се сретнат повеќе концепти на рамнотежен девизен

курс2, од кои еден од најчесто користените е фундаменталниот рамнотежен девизен

1 Види Rose (2000), Pugh et al. (1999) и Pugh и Tyrrall (2002). 2 За преглед на методите види Driver и Westaway (2003).

2

курс. Овој труд е посветена на истражување на теоретските основи на овој концепт,

како и на негова апликација на случајот на Македонскиот денар. Во сеуште актуелната

дебата во академските кругови на тема „курсот на денарот“ преовладува мислењето

дека денарот е преценет, и дека тоа негативно влијае врз перформансите на

Македонската економија. Дебатата, сепак не е придружена со истражувања на темата.

Од тие причини, во овој труд е илустрирано како концептот на фундаментален

рамнотежен девизен курс може да биде аплициран со цел да се оцени дали денарот е

претценет или потценет.

Дисертацијата е структурирана на следниот начин. Во второто поглавје се дискутираат

теоретските аспекти во врска со фундаменталниот рамнотежен девизен курс. Најпрво

се презентираат трошоците кои произлегуваат од неврамнотежен девизен курс. Потоа

методот на паритетот на куповната моќ, како најпопуларен концепт на рамнотежен

девизен курс, е критички оценет. Понатаму, дефиниран е фундаменталниот

рамнотежен девизен курс и елаборирана е неговата препознатлива карактеристика –

среднорочниот карактер. Второто поглавје е заклучено со приказ на различните

пристапи кои можат да се сретнат во литературата во врска со пресметката на

фундаменталниот рамнотежен девизен курс. Третото поглавје се фокусира на

имплементацијата на еден од овие пристапи при пресметката на фундаменталниот

рамнотежен курс на денарот. Притоа, бидејќи во литературата се сугестира висока

сензитивност на пресметките во однос на претпоставките на кои се засновани,

посветено е внимание на ова преку анализа на чувствителноста на пресметаниот

фундаментален рамнотежен девизен курс кон претпоставките. Во третото поглавје е

прикажан и сет од алтернативни калкулации, а потоа се разгледани и дискутирани

добиените резултати, кои се покажаа како робустни кон различните претпоставки.

Поглавјето е заклучено со дискусија на можните недостатоци на студијата, тврдејќи

дека најголем број од нив се од објективна природа и произлегуваат од недостапност

на податоци. Клучните резултати, заклучоците и препораките за понатамошно

истражување се сумирани во четвртото поглавје.

3

ПОГЛАВЈЕ 2

Преглед на литературата за фундаменталниот рамнотежен девизен курс

„Концептот на рамнотежен девизен курс не е едноставен.“

Williamson (1994, стр. 179)

Тема на разгледување во ова поглавје се теоретските аспекти во врска со

фундаменталниот рамнотежен девизен курс (Fundamental Equilibrium Exchange Rate,

понатаму ФЕЕР). Како вовед во дискусијата, прво се нагласува потребата од

врамнотежен реален девизен курс, а потоа е презентиран најпопуларниот концепт на

рамнотежен девизен курс, паритетот на куповна моќ (Purchasing Power Parity, понатаму

ППП). Дискусијата на тема ФЕЕР почнува со преглед на развојот на концептот,

намените за кои се користи во литературата, како и неговата дефиниција, која што е

предмет на подетална анализа во вториот дел од ова поглавје. Среднорочниот

карактер на ФЕЕР-от, како негова препознатлива карактеристика е понатаму

анализиран од критички аспект. Дискусијата поврзана со теоретските аспекти на

ФЕЕР-от е заокружена со преглед на начините на пресметка на истиот кои се

сретнуваат во литературата.

2.1. Врамнотежен девизен курс

Реалниот девизен курс ја определува релативната цена на домашните и странските

производи и услуги, па оттука директно влијае на извозот и увозот, и следствено, на

агрегатната побарувачка, аутпутот, невработеноста и инфлацијата. Реалната

апресијација ја нарушува ценовната конкурентност, ја намалува побарувачката за

домашни производи, го намалува извозот и го зголемува увозот, ја забавува

економската активност, ја зголемува невработеноста и ја намалува инфлацијата.

Спротивното се случува во услови на реална депресијација.

Имајќи во предвид дека „последиците од неврамотежен девизен курс ... врз

економскиот развој биле и сеуште се уништувачки“ (Yotopoulos и Sawada, 2005, стр.

4

10), зачудувачки малку внимание во економската литераура е посветено на трошоците

кои произлегуваат од неврамнотежен девизен курс (Williamson, 1983).

Трошоците најчесто се сведени на зголемена невработеност во услови на преценетост,

односно повисока инфлација во услови на потценетост на валутата. Според

Williamson (1983) постојат и други трошоци кои произлегуваат од девијациите. Прво,

со цел да се одржи полна вработеност во услови на преценетост, пониската

побарувачка за производи кои се тргуваат (tradeables) треба да биде компензирана со

зголемена побарувачка за производи кои не се тргуваат (non-tradeables); ова резултира

во потрошувачка повисока од оддржливото ниво и во трговски дефицити.

Кумулираните трговски дефицити, по извесен временски период ќе доведат до

неизбежна девалвација на девизниот курс и потрошувачка пониска од оддржливото

ниво. Ваквите варијациите во потрошувачката претставуваат трошок за економските

агенти, кои според хипотезата на постојан приход (permanent income hypothesis) се

стремат да имаат израмнета потрошувачка. Второ, самата реалокација на ресурсите од

tradeables во non-tradeables секторот е поврзана со одредени трошоци, како на пример

обука и тренинг на работниците, или приспособување на капацитетите. Трето,

одредени економски субјекти кои во услови на правилно поставен девизен курс би

можеле да работат, во услови на преценетост на валутата се соочуваат со опасност од

престанок на работа; постојат трошоци од затворањето на овие капацитети. Четврто,

девијациите на девизниот курс од неговото рамнотежно ниво влијаат еднонасочно врз

инфлацијата (таканаречениот ratchet effect). Цените и платите бележат пораст доколку

курсот е депресиран, но не се намалуваат во услови на апресијација. Петто,

преценетоста на валутата може да резултира во притисок за протекционистички мерки

од страна на индустриите негативно погодени од истата.

Концептот на неврамнотежен девизен курс е директно поврзан со концептот на

рамнотежен девизен курс. За да се оцени дали девизниот курс е врамнотежен или не,

истиот мора да биде спореден со некоја мерка на рамнотежен девизен курс. Во

литературата се среќаваат различни концепти на рамнотежни девизни курсеви;

Frenkel и Goldstein (1986) наведуваат три – ППП пристапот, пристапот на

макроекономски баланс (или фундаменталниот рамнотежен девизен курс) и

5

структурните модели. Последниот пристап е базиран на модел на факторите кои

влијаат врз девизниот курс. Движењата на курсот се објаснети преку промените во

понудата и побарувачката за пари дома и во странство во монетарниот модел, односно

преку акумулациите на средства во домашна и странска валута во портфолио моделот.

Останатите два концепта подетално ќе бидат разгледани во понатамошниот текст.

2.2. Паритетот на куповна моќ

Идејата дека реалниот девизен курс тежнее кон некое рамнотежно ниво не е нова во

литературата. Првиот концепт на рамнотежен девизен курс е паритетот на куповна

моќ. Cassel (1922) прв ја разработува идејата која датира уште од 16. век, од

истражувачите на Саламанка школата, дека номиналниот девизен курс ќе се промени

како резултат на релативните разлики во инфлацијата (Officer, 1982). Подоцна оваа

теза се трансформира во концепт на рамнотежен девизен курс, според кој рамнотежен

е оној курс кој ја израмнува куповната моќ дома со куповната моќ во странство.

Подетелна елаборација на различните ППП теории, како и начини на кои истите

можат да се тестираат може да се најде во Officer (2006), додека преглед на ППП

студиите може да се најде во Officer (2006), Breuer (1994) и Froot and Rogoff (1995).

Williamson (1994) наведува дека ППП рамнотежниот девизен курс може да се пресмета

на два начина. Според првиот, којшто е базиран на релативниот ППП критериум,

рамнотежниот номинален девизен курс во еден период е еднаков на номиналниот

девизен курс од некој минат период за кој се смета дека економијата била во

рамнотежа, корегиран за кумулираните разлики во инфлацијата. Вториот пристап,

којшто е заснован врз апсолутниот ППП критериум, го пресметува рамнотежниот

номинален девизен курс како курс кој ги изедначува куповните моќи помеѓу земјите.

Независно од начинот на пресметување, реалниот рамнотежен курс според теоријата на

ППП е константен.

ППП пристапот за калкулација на рамнотежниот девизен курс е критикуван поради

неговите инхерентни недостатоци и заради неговата несоодветност како концепт за

рамнотежен девизен курс. Според Officer (2006), постојат две групи на аргументи

6

против ППП пристапот базирани на неговите инхерентни недостатоци – аргументи

дека теоријата е непрецизна и аргументи дека теоријата е искривена (biased). Првата

група се однесува на факторите кои ја лимитираат арбитражата на која е заснована

ППП теоријата, како на пример трансакционите трошоци, трговските бариери,

постоењето на диференцирани производи, несовршената конкуренција; во првата

група спаѓаат и неценовните фактори кои влијаат врз побарувачката и понудата, како

на пример доходот, како и финансиските текови кои не се поврзани со трговијата, а

влијаат на девизниот курс. Втората група ги акцентира факторите кои го попречуваат

изедначувањето на цените на факторите на производството (трудот и капиталот) меѓу

земјите, односно меѓународните разлики во технологијата, природните богатства и

вкусовите, што доведува до натамошно искривување (bias) во теоријата.

Што се однесува до соодветноста на ППП теоријата како концепт за пресметка на

рамнотежниот девизен курс, истиот има две слабости. Прво, пресметката на ППП

курсот е заснована на претпоставката дека курсот во базниот период бил во

рамнотежа, што не секогаш е точно. Второ, како што е погоре нагласено, реалниот

ППП рамнотежен девизен курс по дефиниција е константен. Во реалност, низа

фактори може да доведат до промена на рамнотежното ниво на девизниот курс т.е.

истиот не мора да биде константен. Оттука, ППП курсот не е конзистентен со

концептот на макроекономска рамнотежа. За илустрација, кога земја, чијшто ППП

рамнотежен девизен курс бил соодветен со макроекомската рамнотежа, се соочи со

пораст на цените на увозот (на пример, нафтен шок), реалниот рамнотежен курс

конзистентен со макроекономската рамнотежа ќе депресира, со цел да се оддржи

рамнотежата во тековната сметка. Од друга страна, ППП рамнотежниот курс ќе остане

непроменет, заради непроменетата релативна инфлација, под претпоставка дека

производната технологија дома е слична со онаа во странство. ППП курсот е

неконзистентен со концептот на макроекономска рамнотежа заради тоа што не зависи

од група на фактори – основните текови на капиталот, ценовните и доходовните

еластичности на трговијата, претпоставките во врска со внатрешната рамнотежа,

односите на размената (terms of trade), кои пак се главни детерминанти на ФЕЕР-от.

7

Од горе изложеното може да се заклучи дека ППП теоријата е корисна за споредување

на животниот стандард, но не и за пресметување на рамнотежниот девизен курс.

Последиците од примена на ППП проценките при донесување на одлуки може да

бидат катастрофални. За илустрација наведени се две историски епизоди. Првата е

враќањето на Велика Британија на златниот стандард во април 1925, според

предвоениот паритет, сметајќи дека на овој начин ќе се воспостави предвоениот

паритет на фунтата спрема американскиот долар. Преценетоста на фунтата

резултирала со пролонгирана депресија (Faruqee et al., 1999). Вториот пример, како

што наведува Williamson (1991), се однесува на влегувањето на фунтата во ЕРМ во

1990, според курс од DM 2,95=£1, значително повисок од ФEEP-от (Wren-Lewis et al.

1990 препорачуваат оптимален паритет од DM 2,6=£1, со рамки од 2,5 до 2,7, или пак

паритет од DM 2,4=£1 за да се избегне девалвирањето на фунтата), делумно заради

високиот ППП курс (Goldman Sachs го проценуваат ППП курсот на DM 3,41=£1 во

втората половина од 1989). Влезот на Велика Британија во ЕРМ со несоодветно

проценет девизен курс резултирал со повлекување на фунтата од ЕРМ во септември

1992 (епизода популарно позната како „Black Wednesday“).

2.3. Дефинирање на ФЕЕР

Пристапот на макроекономска рамнотежа, развиен од страна на ММФ во

седумдесеттите години на дваесеттиот век (види Artus, 1978) е вториот најпопуларен

концепт за пресметка на рамнотежен девизен курс. Овој пристап во голема мера се

обидува да ги надмине слабостите на ППП пристапот, дефинирајќи го рамнотежниот

реален девизен курс како курс кој ја изедначува „структурната“ тековна сметка со

„нормалните“ нето капитални приливи. Структурната тековна сметка е актуелната,

корегирана за привремени фактори, додека нормалните нето капитални приливи се

одредуваат врз база на анализа на минатите трендови (Frenkel и Goldstein, 1986). Од

пристапот на макроекономска рамнотежа подоцна се развива концептот на

фундаментален рамнотежен девизен курс.

Терминот „фундаментален рамнотежен девизен курс“ за прв пат е употребен од

страна на Williamson (1983), како аналогија на концептот на „фундаментална

8

нерамнотежа“, кој се однесува на критериумот за промена на паритетот во рамки на

Бретон Вудскиот систем. Доколку девизниот курс не е конзистентен со среднорочната

макроекономска рамнотежа тогаш истиот се наоѓа во фундаментална нерамнотежа.

Следствено, ФЕЕР-от е девизен курс кој е конзистентен со среднорочната

макроекономска рамнотежа.

ФЕЕР-от се дефинира како реален ефективен девизен курс кој соодветствува со

состојбата на макроекономска рамнотежа, како внатрешна, така и надворешна, на

среден рок. Станува збор за реален девизен курс, односно курс кој е корегиран за

инфлацијата, заради тоа што номиналниот курс кој одговара на макроекономската

рамнотежа би се променил доколку инфлацијата дома би се разликувала од

инфлацијата во странство. ФЕЕР-от е дефиниран како ефективен девизен курс (т.е.

мултилатерален, просечен пондериран), а не билатерален, бидејќи промените во

билатералниот девизен курс не би предизвикале промени во билансот на плаќања

доколку ефективниот девизен курс остане непроменет (Williamson, 1991).

ФЕЕР-от е развиен од страна на Williamson (1983, 1994) во рамки на неговите

предлози за меѓународна координација на економската политика3. Сепак, концептот

има многу пошироко апликативно значење. Како прво, ФЕЕР-от претставува стандард

со кој актуелниот девизен курс би можел да се спореди т.е. преставува аналитичко

средство за проценка на реалната поставеност на актуелниот курс. Понатаму, ФЕЕР-

от, може да служи како предупредувачки сигнал за потенцијална екстерна криза (види

Smidkova, 1998). Исто така, може да се користи за среднорочна проценка на девизниот

курс (види Wren-Lewis и Driver, 1998). На крајот, ФЕЕР калкулациите можат да се

користат при одредување на централниот паритет при пристапувањето кон системот

на девизни курсеви – подготовките за приклучување кон ЕРМ II од страна на новите

земји членки на ЕУ (види Coudert and Couharde 2002, Egert and Lahreche-Revil 2003,

Genorio and Kozamernik 2004, Rubaszek 2005).

3 Предлозите „таргет зона“ и „план за координација на макроекономската политика“. Види Bergsten and

Williamson (1983), Frenkel and Goldstein (1986), Williamson (1983), Williamson and Miller (1987) за

дискусија на овие предлози.

9

2.4. Објаснување на ФЕЕР

ФЕЕР концептот е во основа нормативен концепт, заради тоа што и интерната и

екстерната рамнотежа се до одреден степен нормативни концепти (Williamson, 1991).

Интерната рамнотежа се дефинира како состојба во која економијата функционира на

нивото на природната стапка, т.е. највисокото ниво на економска активност

конзистентно со контролирана инфлација. Нормативниот елемент се однесува на

различните мислења во врска со трејд-офот невработеност-инфлација.

Традиционалната интерпретација на екстерната рамнотежа, според која салдото на

билансот на плаќања е еднакво на нула, не е доволна, затоа што не овозможува

единствено решение за тековната и капиталната сметка т.е. различни капитални

текови соодветствуваат со различни тековни сметки, и оттука, со различни девизни

курсеви. Интерпретацијата на екстерната рамнотежа како врамнотежена тековна сметка

исто така не е адекватна, бидејќи нема причина зошто инвестициите во една земја би

требале да бидат еднакви со штедењето. Williamson (1983) предлага интерпретација на

екстерната рамнотежа како состојба на тековната сметка која што одговара на

структурните капитални текови. Следствено, нормативниот елемент тука лежи во

изборот на капитални приливи кои ќе бидат идентификувани како структурни

(underlying).

Клучна карактеристика по која ФЕЕР концептот се разликува од останатите концепти

на рамнотежен девизен курс е неговиот среднорочен карактер (Wren-Lewis и Driver,

1998). ФЕЕР еквилибриумот не е дефиниран на традиционалниот начин – како

состојба во која на постојат тенденции за промена во системот. Ваквата дефиниција

би одговарала повеќе на концептот на долгорочна рамнотежа, односно долгорочната

рамнотежа е состојба во која акумулациите на средства (assets stocks) се стабилизирани

на долгорочното ниво и не покажуваат тенденција за промена (stock equlibrium). За

разлика, среднорочната рамнотежа е дефинирана како состојба во која средствата

може да се менуваат, но само како резултат на капиталните текови кои произлегуваат

од долгорочната акумулација на средства (flow equilibrium). Овие капитални текови се

10

наречени структурни, и следствено, на среден рок постојат само структурни текови, но

не и спекулативни4 (Williamson, 1983, Wren-Lewis, 1992).

Процесот на пресметка на ФЕЕР-от, во контекст на дефинираната среднорочна

рамнотежа , претпоставува идентификување на структурните капитални текови. Овие

текови, како што Williamson (1994) нагласува не може да бидат поистоветени со

актуелните капитални текови во одреден временски период, од причина што најголем

дел од актуелните текови се од транзиторна или реверзибилна природа. Структурните

капитални текови не можат да се идентификуваат ниту со анализа на билансот на

плаќања (на пример преку издвојување на оние текови кои се инвестирани во

долгорочни средства) од едноставна причина што и спекулативните текови можат да

бидат пласирани како долгорочните средства. Најсоодветен пристап е да се тргне од

врската помеѓу штедењето и инвестициите:

(X-M) = (S-I) – (G-T),

т.е. нето инвестициите во остатокот на светот се еднакви на нето заштедите на

приватниот сектор дома минус дефицитот на јавниот сектор дома (Williamson, 1991,

стр. 46).

Под претпоставка дека се познати нето заштедите на приватниот сектор, за да се

добијат структурните капитални текви потребно е да се идентификува дефицитот на

јавниот сектор. Првиот пристап е преку идентификување на оптималниот фискален

дефицит, оптимален во смисла дека овозможува максимизација на меѓувремената

благосостојба (intertemporal welfare). Вториот пристап е наместо оптималниот, да се

идентификува очекуваниот дефицит. Првиот пристап е критикуван поради тоа што

реализираните фискални исходи ретко се оптимални поради политичкиот процес од

кој произлегуваат. Според тоа, пресметување на девизен курс кој соодветствува со

4 Како што Wren-Lewis (1992) анализира, игнорирањето на спекулативните капитални текови

претпоставува дека каматните стапки се или константни, или се менуваат со стабилна стапка.

Претпоставкава, всушност, ја ограничува монетарната политика на среден рок. За подетална дискусија,

види Wren-Lewis (1992).

11

фискална политика која нема да се реализира не е од големо значење. Недостатокот

на вториот пристап се однесува на можноста така пресметаните капитални приливи да

не се оддржливи на среден рок5.

Овие размислувања, во практиката се моделирани преку некоја од теориите на тековна

сметка како на пример: меѓувременскиот (intertemporal) модел, теоријата на нивоа на

задолженост, како и апликација на хипотезата на животниот циклус. Во трудот се

презентирани само основните елементи на овие теории и клучните исходи за

развиените и неразвиените земји; истите се подетално обработени во Williamson

(1994) и Williamson и Mahar (1998).

Според меѓувременскиот модел на штедење и инвестирање, развиен од Abel и Blanchard

(1982), неразвиените земји имаат потреба од инвестиции во поголем обем од

домашните заштеди. Според тоа, тие се соочуваат со дефицит во трговската размена и

пораст на долгот. По извесен период земјата ќе достигне стабилна состојба со

врамнотежена тековна сметка и трговски суфицит кој е порамнет преку каматните

плаќања. Генерално, неразвиените земји и земјите во развој се јавуваат како увозници

на капитал, додека развиените земји се извозници на капитал. Теоријата на нивоа на

задолженост, слично предвидува дека земјите богати со капитал се очекува да извезуваат

капитал, додека земјите во развој ќе го увезуваат истиот. Исто така, при поставување на

таргетот на тековната сметка, демографската структура на населението треба да се земе

во предвид. Причината се состои во тоа што според хипотезата на животен циклус

луѓето тежнеат да штедат повеќе додека заработуваат, а да трошат кога се

пензионирани. Следствено, општествата во кои доминантна старосна група е

населението кое заработува би имале повисоки стапки на штедење, додека оние

општества со доминантна старосна група на население во фазата на пензионирање би

имале пониски стапки. Исто така, општествата со висока стапка на природен прираст

на населението се очекува да имаат зголемена потреба од капитал, што се должи на

инвестициите во човечки капитал.

5 За подетална елаборација види Williamson (1994, стр. 182-192)

12

2.5. Понатамошна дискусија

Како што истакнува Williamson (1983), ФЕЕР-от треба да се разгледува како

траекторија, а не како константа поради тоа што може да се менува низ времето.

Дефниниран како курс кој ја изедначува тековната сметка со структурните капитални

текови, тој може да се промени или како резултат на промени во структурните

капитални текови, или заради промени во понудата и побарувачката на тргуваните

производи. Притоа, постојат два типа на промени. Првите се промени кои се

случуваат еднаш и кои имаат трајни ефекти врз нивото на ФЕЕР-от. Најчесто се

јавуваат како резултат на промената на статусот на државата на меѓународните пазари

на капитал (ако земјата добие пристап кон истите, или пак ја изгуби својата

кредибилност), трајни промени во односите на размена (на пример, нафтен шок), и

откритија на нови залихи на природни ресурси. Вторите промени предизвикуваат

ФЕЕР-от постојано да апресира или депресира. Една од причините за овие промени е

Баласа ефектот (Balassa, 1964), според кој девизниот курс ќе тежнее да апресира во

земја чија продуктивност расте со повисока стапка споредено со остатокот од светот.

Понатаму, ФЕЕР-от може да се менува како резултат на постојаните трговски

дефицити или суфицити. На пример, постојаните трговски дефицити резултираат во

зголемен долг, за чиешто сервисирање е потребен пораст на извозот, што пак

условува депресијација на ФЕЕР-от. На крајот, како што Johnson (1954) и Houthakker

и Magee (1969) наведуваат, ако производот помеѓу доходовната еластичност на увозот

и домашната стапка на раст е поголем од производот помеѓу доходовната еластичност

на извозот и стапката на раст во остатокот од светот, тековната сметка ќе тежнее кон

дефицити, што исто така условува депресијација на ФЕЕР-от.

Како што веќе беше нагласено, препознатлива карактеристика на ФЕЕР-от е неговата

среднорочна ориентација. Среднорочниот карактер е несомнено предност на ФЕЕР

концептот во споредба со краткорочните концепти на девизен курс, кои се

проблематични за конструирање, и долгорочните концепти, кои се нерелевантни од

политички аспект. Среднорочниот карактер, сепак, повлекува две понатамошни

прашања – може ли средниот рок да се разгледува независно од краткорочната патека

13

кон него, и може ли среднорочниот еквилибриум да се апстрахира од размислувањата

за тоа кон што курсот тежнее на долг рок (Wren-Lewis, 1992).

Одговорот на првото прашање е негативен. ФЕЕР-от не би требало да се анализира

независно од краткиот рок, затоа што, како што Wren-Lewis (1992) и Bayoumi et al.

(1994) наведуваат, ефекти на хистереза можат да се појават како резултат на каматните

текови6. По дефиниција ФЕЕР-от е курс кој ги изедначува тековната сметка и

структурните капитални текови; доколку транзицијата кон рамнотежната состојба е

пропратена со тековна сметка која се разликува од структурните капитални текови,

стапката на задолженост ќе се разликува од претходно воспоставената. Во овој случај

рамнотежната акумулација на средства, а оттука и структурните капитални текови ќе се

разликуваат и следствено ФЕЕР-от ќе се разликува од првично воспоставениот. Со

други зборови, тековна сметка која се разликува од структурните капитални текови го

менува нивото на задолженост и каматите кои се плаќаат на долгот. Според тоа

тековната сметка која што би одговарала на првично воспоставените структурни

капитални текови повеќе не е соодветна, како последица на променетите камати кои се

плаќаат на долгот7. Заклучокот е дека рамнотежното ниво на ФЕЕР-от не е независно

од краткорочната патека по кој истото се остварува. Сепак, овој проблем е

позагрижувачки кога ФЕЕР-от се користи за предвидување на девизниот курс во

иднина; кога истиот се користи за оценување на поставеноста на курсот, ефектите на

хистереза се помалку сериозни (Wren-Lewis, 1992).

Одговорот и на второто прашање е негативен. Од една страна, ФЕЕР-от зависи од

долгиот рок, заради тоа што структурните капитални текови на кои тој се однесува се

определени од долгорочната состојба на средствата. Од друга страна пак, и

долгорочната состојба на средствата може да зависи од ФЕЕР-от. На пример,

депресијација во ФЕЕР-от може да привлече странски директни инвестиции, што пак

предизвикува промена во долгорочната состојба на средствата, а оттука и во ФЕЕР-от.

6 Ефектите на хистереза се однесуваат на фактот дека рамнотежната состојба не може да биде

набљудувана изолирано од начинот на кој истата е остварена. (Wren-Lewis и Driver, 1998) 7 За подетална елаборација на ефектите на хистереза кај ФЕЕР-от види see Wren-Lewis (1992), Bayoumi

et al. (1994), Wren-Lewis and Driver (1998)

14

2.6. Пресметување на ФЕЕР

Рамнотежниот девизен курс кој соодветствува со интерната и екстерната рамнотежа е

прикажан на Графиконот 1. На х-оската е прикажан реалниот доход (Y), а на у-оската

реалниот девизен курс (RER). Условот на внатрешна рамнотежа, дефиниран како

ниво на аутпут при полна вработеност и ниска инфлација, е прикажан преку

вертикалната крива која е нормална на х-оската во точката Y* (доход при полна

вработеност)8. Условот на надворешна рамнотежа, дефиниран како таргетирано ниво

на тековната сметка, е претставен преку опаѓачката крива на тековната сметка (CA).

Кривата е опаѓачка т.е. означува негативна релација помеѓу доходот и курсот, од

причина што се препоставува дека порастот на доходот е проследен со пораст на

увозот; за да се одржи таргетираното ниво на тековната сметка, порастот на увозот

мора да биде неутрализиран со пораст на извозот, што пак се остварува со

депресијација на курсот9. Точката на пресек на правите на интерна и екстерна

рамнотежа го дава ФЕЕР-от (RER*).

Графикон 1: ФЕЕР-от, девизниот курс при состојба на интерна и екстерна рамнотежа

Извор: Bayoumi et al. (1994, стр. 24)

8 Доходот и аутпутот при полна вработеност се приближно исти (Bayoumi et al., 1994). 9 Девизниот курс е дефиниран како единици на странска валута по една единица на домашната валута,

при што опаѓањето означува депресијација

15

Традиционалниот пристап за пресметка на ФЕЕР-от произлегува од пристапот за

пресметување на ППП рамнотежниот курс – се идентификува базен период во кој

девизниот курс се претпоставува дека бил во рамнотежа, и истиот се екстраполира

понатаму. Ваквиот пристап е критикуван на две основи – арбитрарниот карактер на

изборот на базниот период и претпоставката дека ФЕЕР-от не се променил оттогаш.

Затоа, поадекватно е ФЕЕР-от да се пресмета како курс кој би се јавил кога

економијата би била во рамнотежа (Williamson, 1983).

Два начина на пресметка на ФЕЕР-от можат да се сретнат во литературата. Првиот,

пристапот на генерален еквилибриум, т.е. моделскиот пристап, е заснован на макро-

економетриски модел, на кој му се задаваат условите на внатрешна и надворешна

рамнотежа, и од кој потоа се пресметува реалниот девизен курс, ФЕЕР-от. За

илустрација на овој пристап накратко се презентирани три студии.

Williamson (1983) го пресметува ФЕЕР-от за Американскиот долар, Јапонскиот јен,

Германската марка, Британската фунта и Францускиот франк за 1976-77 и истите ги

екстраполира за 1983, користејќи го MERM моделот (Multilateral Exchange Rate Model)

на ММФ. Екстерната рамнотежа, зададена како ниво на тековната сметка кое треба да

се оствари, е определена врз основа на актуелните тековни сметки, долгорочните нето

капитални приливи и односот помеѓу штедењето и инвестирањето во земјите, додека

интерната рамнотежа е зададена преку тренд вредноста на побарувачката.

Пресметаните ФЕЕР курсеви за 1976-77 се екстраполирани за 1983 со анализа на

факторите кои би можеле да влијаат на истите во периодот помеѓу.

Bayoumi et al. (1994) илустрираат како ФЕЕР-от10 може да се пресмета на случајот на Г-

7 земјите во раните 1970-ти, т.е. распадот на Бретон Вудс системот, користејќи го

Multimod моделот на ММФ. Поради илустративниот карактер на студијата, екстерниот

еквилибриум го задаваат како таргет на тековната сметка еднаков на 1% од БДП. За

интерен еквилибриум се земени аутпут гап пресметките на ММФ.

10 Всушност Bayoumi et al. (1994) го пресметуваат Посакуваниот Рамнотежен Девизен Курс (Desired

Equilibrium Exchange Rate, DEER), кој е концептуално идентичен со ФЕЕР-от

16

Coudert и Couharde (2002) го користат NIGEM моделот на NIESR11 за да го пресметаат

ФЕЕР-от за Чешка, Полска, Унгарија, Словенија и Естонија за 2000 и 2001;

внатрешната рамнотежа е зададена како тренд ниво на аутпутот, добиен преку Ходрик-

Прескот (ХП) филтерот, а надворешната како тековна сметка за првите четири земји

пресметана од страна на Doisy и Herve (2001) и од Williamson и Mahar (1998) за

Естонија.

Очигледна предност на моделскиот пристап е неговата конзистентност, бидејќи во

рамките на моделот се опфатени сите ефекти, вклучувајќи ги и ефектите на хистереза.

Освен тоа, запазен е среднорочниот карактер на ФЕЕР-от бидејќи моделите

проектираат вредности за било кој период во иднината. Проблемот со моделскиот

пристап се однесува на тешкотиите за специфицирање на макроеконометриски модел.

Следствено, добиените проценки зависат од моќта и квалитетот на самиот модел. На

крајот, вака добиените пресметки можат да бидат нетранспарентни, односно,

понекогаш е тешко да се утврди кој е факторот што го условува движењето на ФЕЕР-

от (Wren-Lewis и Driver, 1998).

Калкулацијата на ФЕЕР-от, како што Wren-Lewis (1992) нагласува, всушност се сведува

на компаративна статичка анализа (comparative static analysis). Во вториот пристап,

пристапот на делумна рамнотежа (partial equilibrium calculation), ФЕЕР-от се

пресметува преку моделирање само на надворешниот сектор, односно тековната

сметка, а не целата економија како во моделскиот пристап. Условите на внатрешна и

надворешна рамнотежа се задаваат на сличен начин, преку егзогени проценки на

тренд аутпутот и на таргетот на тековната сметка.

Wren-Lewis и Driver (1998) го користат горенаведениот пристап за пресметка на

ФЕЕР-от за Г-7 земјите. Тековната сметка ја моделираат како збир на трговската

сметка, нето приливите од камата, профит и дивиденди, и нето трансферите.

Трговијата е разграничена на стоки и услуги, извоз и увоз, обем и цени (trade volumes

11 NIESR=National Institute for Economic and Social Research, NIGEM=National Institute’s Global

Economic Model

17

и trade prices). Притоа, обемот на трговијата е моделиран како функција на

побарувачката, односно зависи од конкурентноста и побарувачката. Еластичностите

на трговијата ги пресметуваат преку два метода – Јохансен техниката и Моделот на

корекција на грешката (Error Correction Model, ЕЦМ). Понатаму, цените на стоките ги

моделираат како функција од цената на берзанските добра (commodities), домашните

цени и светските извозни цени, додека цените на услугите се претставени преку

индексот на потрошувачки цени (домашен за извозот и ОЕЦД индексот за увозот).

Нето приливите од камати, профит и дивиденди се моделирани како функција од

домашните средства, надворешните обврски, реалниот девизен курс и каматните

стапки на кредитите и депозитите, додека пак нето трансферите се моделирани како

функција од константа и линеарен тренд. Екстерната рамнотежа е зададена преку

таргетите за тековната сметка превземени од Williamson и Mahar (1998), а интерната

преку нивото на тренд аутпутот превземено од Giorno et al. (1995).

Costa (1998) го пресметува ФЕЕР-от за Португалија за периодот 1980-95, по примерот

на Dolado и Vinals (1991), користејќи равенка на фундаменталната сметка, каде што

фундаменталната сметка е дефинирана како збир од тековната сметка и нето

структурните капитални приливи. Како proxy за структурните капитални приливи ги

зема нето директните инвестиции (разликата помеѓу странските директни инвестиции

во Португалија и португалските инвестиции во странство). Потоа, фундаменталната

сметка е моделирана како функција од домашната побарувачка, странската

побарувачка, степенот на отвореноста на економијата и реалниот ефективен девизен

курс. Бидејќи на среден рок тековната сметка е еднаква на структурните капитални

приливи, екстерната рамнотежа е зададена како фундаменталната сметка еднаква на

нула. Интерната рамнотежа, пак, е зададена преку тренд нивоата на сите објаснувачки

варијабли во равенката, добиени со ХП филтерот.

Genorio и Kozamernik (2004) го пресметуваат ФЕЕР-от за Словенија за периодот 1992-

2003. Тековната сметка е моделирана како разлика помеѓу вредноста на извозот и

увозот. Вредноста е производ од обемот и цените, при што цените се земени на тренд

нивоата, добиени со нелинеарен тренд и со ХП филтерот, додека пак обемот е

моделиран како функција од побарувачката, конкурентноста и односите на размената.

18

Притоа, направени се шест различни спецификации на моделот на трговијата, сите

пресметани преку методот на најмали квадрати (Ordinary Least Squares, ОЛС).

Надворешната рамнотежа е воспоставена како таргетирано ниво на тековната сметка,

при што се користени 4 алтернативи за истата. Внатрешната рамнотежа е

воспоставена на сличен начин како кај горенаведените студии - преку користење на

тренд нивоа од објаснувачките варијабли во моделот.

Малку поинаков пристап од аспект на дефинирањето на надворешната рамнотежа

може да се најде кај Faruqee et al. (1999). Тие го пресметуваат ФЕЕР-от како курс кој ги

изедначува актуелната и структурната тековна сметка. Структурната тековна сметка ја

моделираат како однос помеѓу штедењето и инвестициите, наместо да ја задаваат по

пат на проценка како во претходните студии. Актуелната тековна сметка, пак, ја

моделираат на сличен начин како во претходните студии.

Апликација на овој пристап на случајот на Македонија дава Gutierrez (2006).

Актуелната тековна сметка е пресметана преку равенки за обемот на трговијата, од кои

е изолирана нафтата добиени од страна на Isard et al. (2001), додека за структурната

тековна сметка е користена равенката за земјите во развој, исклучувајќи ја Африка,

развиена од Chinn и Hito (2005). Токму користењето на панел естимирани равенки,

особено за актуелната тековна сметка, отвара простор за критика на оваа студија,

имајќи во предвид дека овие панел естимации не ги земаат во предвид

специфичностите на секоја земја, и следствено не ги отсликуваат реално состојбите во

Македонија.

Релативната едноставност и јасност се очигледни предности на пристапот на делумна

рамнотежа за калкулација на ФЕЕР-от. Истовремено, неговата примена не бара

макроекономски модел на целата економија. Дополнително, причините зад движењата

на ФЕЕР-от не се тешки за идентификување и анализата за сензитивноста на

добиените резултати кон одредени претпоставки е релативно лесно изводлива. Од

друга страна, едноставноста има своја цена.

19

Имено, Wren-Lewis (1992) и Wren-Lewis и Driver (1998) истакнуваат дека

моделирањето на трговијата како функција на побарувачката, сугестирано од страна на

Golstein и Khan (1985), има неколку недостатоци. Како прво, ваквиот пристап не ги

зема во предвид факторите од неценовна природа кои влијаат на конкурентноста

(non-price competitiveness). Како второ, варијаблата која се користи како proxy за

економската активност е аутпутот при природната стапка на невработеност, кој по

дефиниција не зависи од побарувачката. Од друга страна, извозот и увозот во целост

зависат од неа. Според тоа, аутпутот е соодветен како мерка за активноста кога се во

прашање интермедијарни производи, меѓутоа за финалните производи е потребна

некоја мерка на финална побарувачка. На крајот, најсериозна критика на овој пристап

е дека не ги зема во предвид факторите кои влијаат на понудата (supply-side factors).

Сепак, и покрај недостатоците, сите ФЕЕР студии го користат овој пристап при

моделирањето на трговијата.

Второ, тренд аутпутот и капиталните текови во пристапот на делумна рамнотежа се

третирани како егзогени варијабли, притоа игнорирајќи ги повратни ефекти кои

ФЕЕР-от може да ги има врз нив. Дополнително, двете варијабли се естимирани

одделно; ова не би претставувало сериозен проблем доколку истите не се меѓусебно

зависни. На крајот, зависноста на нивото на ФЕЕР-от од начинот на кој истиот е

постигнат, т.е. ефектите на хистереза, не се инкорпорирани во овој пристап (Wren-

Lewis и Driver, 1998).

Сепак, емпириските анализи потврдуваат дека горенаведените недостатоци не се

критични. Wren-Lewis и Driver (1998) заклучуваат дека повратните ефекти кои курсот

може да ги има врз аутпутот се релативно мали. Понатаму, Wren-Lewis et al. (1991)

добиваат слични резултати за ФЕЕР-от на Британската фунта според двата метода –

моделскиот пристап и пристапот на делумна рамнотежа. Bayoumi et al. (1994)

заклучуваат дека најчесто ФЕЕР естимациите за Г-7 земјите добиени според двата

пристапа не се разликуваат за повеќе од 10%. Аргументиве ги сметаме за доволно

оправдување за користењето на пристапот на парцијален еквилибриум при

пресметката на ФЕЕР-от.

20

ПОГЛАВЈЕ 3

Пресметка ФЕЕР-от на денарот

Во ова поглавје пристапот на делумна рамнотежа, чиишто теоретски аспекти беа

разгледани во претходното поглавје, е применет за пресметување на ФЕЕР-от на

Македонскиот денар. Најпрво е објаснет моделот кој се естимира и податоците кои се

користат. Имплементацијата на моделот е прикажана во наредните три дела – прво се

проценуваат равенките на извозот и увозот, потоа се добиваат тренд вредностите на

егзогените инпути и на крајот се презентира сет од алтернативни ФЕЕР пресметки.

Поглавјето е заклучено со дискусија на можните слабости на студијата.

3.1. Методологија

Како што беше нагласено во претходното поглавје, постапката за пресметување на

ФЕЕР-от се состои од задавање на условите за интерна и екстерна рамнотежа во рамки

на моделот (модел на тековната сметка кај пристапот на делумна рамнотежа или модел

на целата економија кај моделскиот пристап). Понатаму, моделот се решава третирајќи

го реалниот девизен курс како непозната варијабла.

Методологијата применета во овој труд потекнува од Wren-Lewis и Driver (1998) и

Genorio и Kozamernik (2004). Разликата во однос на првонаведената студија, во која се

моделираат обемот и цените на трговијата е во тоа што во овој труд е моделиран само

обемот на трговијата, но не цените. Разликата во однос на втората, каде што тековната

и трговската сметка се поистоветени, односно тековите од камата на долгот како и

нето тековните трансфери не се земени во предвид, се состои во тоа што овој труд ги

зема во предвид овие категории во моделот на тековната сметка.

Тековната сметка е моделирана како збир од трговијата, нето тековните трансфери и

нето доходот12, по примерот на Wren-Lewis и Driver (1998). Трговијата е моделирана

12 Иако Wren-Lewis и Driver ја користат нето-каматата, во овој труд е користен нето-доходот затоа што

на тој начин се опфаќа целосно тековната сметка.

21

како разлика помеѓу вредностите на извозот и увозот, каде што вредностите се

калкулирани како производ помеѓу обемот и цените на трговијата. Согласно

литературата (Goldstein и Khan, 1985), обемот на трговијата е моделиран како

функција на побарувачка, односно како функција од побарувачката (домашна и

странска активност) и конкурентноста (реален ефективен девизен курс). Притоа, се

естимирани две равенки, една за извозот и една за увозот.

Условот на интерна рамнотежа е зададен кога за егзогените инпути (домашна и

странска активност, нето доходот и нето трансферите) се заменат вредностите за кои

се претпоставува дека кореспондираат со состојбата на рамнотежа. Екстерната

рамнотежа е зададена како ниво на тековна сметка еднакво на збирот на трговијата,

доходот и трансферите. Моделот, дефиниран на овој начин е:

int+tran+ trade=CA (1)

M * Pm - X *Px= trade (2)

RER) f(Yf, = X (3)

RER) f(Yd, = M (4)

каде што CA ја означува тековната сметка, ‘trade’ трговијата, ‘tran’ трансферите, ‘int’

доходот, X и M обемот на извоз и на увоз, соодветно, Px и Pm извозните и увозните

цени, соодветно, Yf и Yd странската и домашната активност, соодветно, додека пак

симболот „___“ над варијаблите ги означува рамнотежните нивоа на варијаблите.

Прво, се естимираат функциите на обемот на извозот и увозот, во логаритамска

форма:

1321 ε + lnRER*α + lnYf*α + α = lnX (5)

2654 ε + lnRER*α + lnYd*α + α = lnΜ (6)

каде што α2 и α3 ги означуваат соодветните еластичности на извозот во однос на

странската активност и девизниот курс, α5 и α6 соодветните еластичности на увозот во

22

однос на домашната активност и девизниот курс, α1 и α4 константите во равенките, ε1

и ε2 грешките (error terms), додека ln означува природен логаритам.

Под претпоставка дека:

RERln*α + Yfln*α + α = Xln 321 (7)

RERln*α + Ydln*α + α = Μln 654 (8)

т.е. дека обемот на извоз и увоз кој соодветствува со состојбата на рамнотежа се добива

кога рамнотежните вредности за активноста и курсот се заменат во равенките на

трговијата, равенката (1) може да се прикаже како:

int+tran+e*Pm-e*Px=CA )]RERln(α+)Yln(α+α[)]RERln(α+)Yln(α+α[ 6d543f21

(9)

Оттука ФЕЕР-от се пресметува како решение на равенката (9) по RER . Равенката има

единствено решение, бидејќи станува збор за една равенка со една непозната

варијабла. За решавање на равенката се користи итеративна постапка, од причина што

истата не може да се реши со стандардните аналитички методи. Итеративниот

алгоритам кој е користен во овој труд за решавање на равенката е методот Њутн-

Рафсон (Newton-Raphson) (Monahan, 2001)13.

Следствено, процесот на пресметка на ФЕЕР-от може да се подели во три фази. Во

првата се естимираат равенките на трговијата, т.е. равенките (5) и (6). Во втората се 13 Њутн-Рафсон алгоритамот е итеративен алгоритам за апроксимирање на корен на функција. Тој

започнува со некој број близок до решението, x0, и го користи следниот алгоритам за пресметување на

итерациите:

)x(f)xf(

-x=xn

'n

n1+n (10)

каде f ја означува функцијата, а f’ првиот извод од истата.

Решението е добиено кога xn и xn+1 конвергираат доволно близу (Monahan, 2001).

Во нашиот случај, функцијата е равенка (9), конверзијата е определена на 6 децимални места, и за

вредноста на xo е избрана вредноста на реалниот ефективен девизен курс.

23

пресметуваат рамнотежните вредности за егзогените варијабли

( int,tran,Yd,Yf,Pm,Px ). На крајот, се калкулира ФЕЕР-от, т.е. равенката (9) се решава

по RER .

3.2. Податоци

Податоците кои се користени во анализата можат да се најдат во Анекс 1. Примерокот

на кој е извршена анализата се однесува на периодот од 1998кв1 до 2005кв3, што дава

31 обзервација. Примерокот е определен од недостапноста на податоци за цените на

извозот и увозот во периодите пред 1998кв1 и по 2005кв3.

Податоците за обемот на извозот и увозот се добиени кога вредноста на извозот и

увозот е поделена со цените на истите. Податоците за вредноста на извозот и увозот

се од Меѓународната финансиска статистика (МФС) на ММФ, во долари, номинални;

цените на извозот и увозот се од Народна Банка на Република Македонија (НБРМ), и

се изразени во индексни броеви. Реалниот ефективен девизен курс е од МФС, при

што порастот означува реална апресијација, т.е. намалување на ценовната

конкурентност.

Како домашната активност е земен БДП на Македонија по цени од 1997, кој се смета

за реален БДП, од Државниот Заводот за Статистика на Република Македонија (ДЗС).

Варијаблата за странската активност, по примерот на Genorio и Kozamernik (2004), е

конструирана како пондериран просек од увозот на 13-те најголеми трговски

партнери, при што како пондери се користени учествата на соодветните земји во

Македонскиот извоз, кога извозот кон тие 13 земји е нормализиран на 1. Како

најголеми трговски партнери се земени земјите кои учествуваат со повеќе од 1,5% во

Македонскиот извоз за целиот период (1998-2005), при што 87% од Македонскиот

извоз е пласиран на пазарите на овие 13 земји (Табела 1). Податоците за структурата

на извозот по земји е од НБРМ, во номинални вредности и во долари. Податоците за

увоз на трговските партнери се од МФС, освен податоците за Србија и Црна Гора, кои

се од Народната Банка на Србија. Истите се во долари, номинални, и се конвертирани

24

во реални користејќи податоци за увозните цени за земјите за кои што се објавени

овие податоци, односно користејќи го индексот на цени на производители на

индустриски производи (ППИ) на САД14 (за Србија и Црна Гора, Хрватска, Словенија 14 Одлуката да се користи ППИ на САД како дефлатор при конвертирање на номиналната трговија во

реална беше наметната, но како што е подоле покажано претставува најдобра апроксимација.

Податокот со кој ние располагаме (А) е трговската вредност, т.е. номиналната трговија, изразена во

долари користејќи го девизниот курс во тековниот период. Податокот до кој сакаме да дојдеме е обемот

на трговијата, т.е. реалната трговија, R. Ако ја означиме со N номиналната трговија изразена во

домашна валута, со Pd и Pf нивоата на цени дома и во странство, со ER номиналниот девизен курс и со

индексите c и b (поставени покрај Pd,Pf и ER) тековниот (current, оттука c) и базниот период, тогаш:

A=N*ERc (11)

cERA

=N (12)

Под претпоставка дека реалната трговија се добива кога номиналната ќе биде корегирана за промените

во нивото на цени дома, т.е. дека:

dc

db

PP

*N=R (13)

И со замена на (12) во (13), имаме:

cdc

db

ER*PP

*A=R (14)

Под понатамошна претпоставка дека паритетот на куповна моќ важи, т.е. дека промените во

билатералниот номинален девизен курс се еднакви на разликата во промените во нивоата на цени дома

и во странство, т.е дека:

dcfb

dbfc

db

dc

fb

fc

b

c

P*PP*P

=

PPPP

=ERER (15)

Односно:

fb

fcb

db

dcc

PP*ER

=P

P*ER (16)

Со замена на (16) во (14) добиваме:

bfc

fb

ER1

*PP

*A=R (17)

ERb и Pfb се константи, и се кратат кога податоците се претворени во индексни броеви. Затоа, за да го

добиеме податокот до кој сакем да дојдеме, R, се што треба да направиме е да го поделиме A, податокот

со кој ние располагаме, со нивото на цени во странство. Индексот на цени на САД се користи заради

тоа што сите податоци се во долари. Тргнувајќи од претпоставките, посоодветен индекс е ППИ,

25

и Бугарија). Цените на увозот и ППИ индексот се од МФС, и се изразени во индексни

броеви. Податоците за нето тековните трансфери и нето доходот се од НБРМ.

Податоците се номинални, во долари, и се дефлационирани преку ППИ на САД.

Табела 1: Структура на Македонскиот извоз по држави и пондерите за секоја држава

користени при конструирање на варијаблата за странска активост

Држава

Македонскиот извоз кон

државата во периодот

1998кв1-2005кв3, во проценти

Пондер

Германија 20,10 0,23

Србија и Црна Гора 21,54 0,25

Грција 10,49 0,12

Италија 7,45 0,09

САД 7,82 0,09

Холандија 3,18 0,04

Хрватска 4,47 0,05

Швајцарија 1,76 0,02

Велика Британија 2,27 0,03

Словенија 2,03 0,02

Бугарија 2,50 0,03

Франција 2,21 0,03

Турција 1,58 0,02

Вкупно 87,40 115

наместо индексот на трошоците на животот (ЦПИ), затоа што, како што студиите покажуваат (види

Breuer, 1994, на пример) паритетот на куповна моќ важи повеќе за ППИ индексот, кој се состои од

разменливи прозиводи (tradеables)

Сепак, не смее да се заборави дека ваквата апроксимација е валидна само доколку двете претпоставки на

кои е базирана – дека реалната трговија (обемот на трговијата) е еднаква на номиналната трговија

(трговските вредности) корегирана за промените во домашната инфлација, и дека промените во

билатералниот номинален курс се еднакви на разликте во инфлацијата дома и во странство.

15 Грешка при заокружување од 0,02. Пондерите кои се користат во пресметките не се заокружени

вредности.

26

3.3. Дискусија за карактеристиките на Македонската економија

Вообичаен прв чекор при анализа на временски серии е утврдувањето на редот на

интеграција на секоја серија. Редот на интеграција е значаен при одредување на

соодветниот методот на естимација, затоа што, на пример, доколку варијаблите се

нестационарни (интегрирани од прв ред) најчесто користениот метод на естимација,

ОЛС методот, може да рефлектира лажни (spurious) врски помеѓу нив. Сепак, доколку

нестационарните варијабли се коинтегрирани помеѓу себе добиените резултати се

валидни (Harris и Sollis, 2003). Покрај редот на интегрираност, потребно е да се

разгледаат и квалитативни карактеристики на сериите, односно да се изгради јасна

претстава за историските моменти и истите да се вклучат во понатамошната анализа.

Затоа, пред да биде истражен редот на интеграција на сериите во следниот дел, во овој

дел сериите се разгледуваат од квалитативен аспект.

Високите трговски дефицити се клучна карактеристика на Македонската економија во

анализираниот период. Притоа, тие изнесуваат околу 14% од БДП во периодот 1998-

2001, и околу 20% од БДП во периодот 2002-2005. Тековната сметка е негативна во

текот на целиот период. Најзначаен елемент на тековната сметка се нето тековните

трансфери кои изнесуваат околу 10% од БДП во периодот 1998-2002 и околу 15-20%

од БДП во периодот 2003-2005 (Табела 2).

Табела 2: Трговска сметка, нето трансфери и тековна сметка

Година

Трговска сметка,

% од БДП

Нето тековни

трансфери,

% од БДП

Тековна сметка,

% од БДП

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

-14,9

-13,7

-16,4

-11,9

-19,6

-19,3

-23,4

-22,3

8,7

10,9

13,0

7,6

11,1

15,2

14,7

20,0

-6,7

-0,7

-1,6

-5,3

-8,0

-3,1

-7,7

-1,6

Податоците за извозот, увозот и тековната сметка се од МФС, за нето

тековните трансфери се од НБРМ, за БДП се од ДЗС

27

Имајќи во предвид дека интермедијарните производи чинат најголем дел од

македонскиот увоз (околу 60%-65% според НБРМ), би се очекувало висока

еластичност на увозот во однос на домашната активност. Исто така, заради тоа што

Македонија е мала и отворена економија, значајно зависна од увозот, еластичноста на

увозот кон девизниот курс би се очекувало да биде умерена. Од друга страна,

Македонскиот извоз се состои главно од берзански добра и производи со низок

степен на финализација, па затоа е очекувана висока еластичност на извозот кон

девизниот курс. Заради гореспомената причина – дека Македонија е релативно мала

економија, еластичност на извозот во однос на промена во светската активност не би

била значајна.

Високата невработеност е традиционален проблем на Македонската економија. Така

во периодот 1998-2005 просечната стапка на невработеност е околу 34%. Од друга

страна, стапката на инфлација е ниска и релативно стабилна16 (Табела 3).

Табела 3: Стапки на невработеност и инфлација

Година

Стапка на

невработеност

(проценти)

Просечна стапка

на инфлација

(проценти)*

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

34,5

32,4

32,2

30,5

31,9

36,7

37,2

37,3

-0,1

-0,7

5,8

5,5

1,8

1,2

-0,4

0,5

*Мерена преку трошоците на живот

Извор: ДЗСРМ (1998.-2005.)

16 Податоците за 2000. и 2001. не ја нарушуваат сликата за ниска инфлација. Стапка на инфлација од

5,8% во 2000. година се должи на порастот на цената на нафтата, воведувањето на ДДВ-то и порастот

на цената на електричната енергија, додека повисоката стапка на инфлација во 2001. е резултат на

психолошкиот ефект на кризата во 2001, т.е. депресијацијата на номиналниот курс на денарот, заради

зголемената побарувачка за девизи

28

Во анализираниот период забележани се два екстерни шока. Првиот е конфликтот во

СР Југославија во првата половина на 1999 проследен со бегалската криза во

Македонија; вториот е конфликтот во Македонија во првите три квартала на 2001.

Двата настана влијаат врз движењето на обемот на увозот и извозот. Имено, во првите

два квартала од 1999 и првите три од 2001 година забележан е драматичен пад на

обемот на увоз (Графикон 2). Екстерниот шок од 1999 предизвика намалување на

обемот на извоз во првата половина од годината. Зачудувачки, конфликтот од 2001

година не резултираше во пад на обемот на извозот во 2001; моменталниот ефект по

обемот на извоз е прикриен преку падот на извозните цени (Графикон 4)17. Сепак,

одложениот ефект од кризата во 2001 резултира во структурна промена (пад на обемот

на извозот) во периодот по 2001 година (Графикон 3). Екстерните шокови делуваа

инхибирачки врз домашната економска активност. Ефектите од првата криза по

економската активност се воочливи на Графикон 5 – пад во првите два квартала од

1999. Втората криза резултира и во моментален пад во економската активност и во

пролонгирани ефекти врз истата.

Графикон 2: Обем на увоз, 1998-2005

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

17 Иако падот во цените на извозот, а не обемот, во 2001 е малку невообичаен, истражувањето на

причината зад овој настан не се во рамките на овој труд.

29

Графикон 3: Обем на извоз, 1998-2005

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

Графикон 4: Цени на извоз, 1998-2005

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

Графикон 5: Македонски БДП, во цени од 1997, 1998-2005

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

30

Во продолжение графички се прикажани и останатите серии кои се користени во

анализата – странската побарувачка (Графикон 6) и реалниот ефективен девизен курс

(Графикон 7), како поддршка на тестовите за нестационарност презентирани во

наредниот дел18.

Графикон 6: Странска побарувачка, 1998-2005

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

Графикон 6: Реален ефективен девизен курс, 1998-2005

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

18 Оценувањето на сериите „од око“ е добра практика пред спроведување на формалните тестови за

нестационарност

31

3.4. Тестови за нестационарност на сериите

Клучен фактор во економетриската анализа на временските сериите е стационарноста,

односно нестационарноста, на варијаблите, од причина што изборот на соодветен

метод за естимација зависи од тоа дали варијаблите се стационарни или не. Во трудот

се применети неколку тестови за тестирање на стационарноста на варијаблите – АДФ

(Augmented Dickey-Fuller) тестот, АДФ-ГЛС (ADF Generalised Least Squares) тестот,

АДФ-Перон методот и Филипс-Перон (ПП) тестот. Имплементацијата на АДФ тестот

е изведена преку Доладо-Ендерс постапката за секвенцијално тестирање (Enders,

1995)., при што во Табела 4 се прикажани резултатите на кои е базирана одлуката за

одбивање или не-одбивање на нултата хипотеза на нестационарност. АДФ-ГЛС тестот

всушност ги детрендира сериите врз основа на методот на генерализиани најмали

квадрати (Generalised Least Squares detrending), и се смета дека има поголема моќ и

подобри перформанси во мали примероци од останатите тестови (Harris and Sollis,

2003). АДФ-Перон тестот (Perron, 1989) е соодветен за серии во кои се сомнева дека се

случила структурна промена. Во овој труд таква е серијата на обемот на извозот. ПП

тестот е сличен на АДФ тестот Единствената разлика е користењето на

непараметриски методи за корегирање на можната сериска корелација во резидуалите,

т.е. овој тест ги користи Newey-West стандардните грешки при тестирањето на

хипотезата, кои се робустни на хетероскедастичност и сериска корелација.

Недостатокот на овој тест е фактот дека Newey-West стандардните грешки се техника

адекватна само за големи примероци. Резултатите од споменатите тестови се

презентирани во Табела 4.

Генерално, недостатоците на тестовите за стационарност се однесуваат на ниската

„моќ“ и „големина“ на тестот и слабите перформанси на тестовите при мали

примероци. Моќ на тестот е веројатноста за одбивање на нултата хипотеза кога е таа

неточна. Се смета дека тестовите за стационарност тендираат премногу често да ја

прифаќаат нултата хипотеза на нестационарност кога таа е неточна. Големина на

тестот е веројатноста за одбивање на нултата хипотеза кога е таа точна, и соодветно,

тестовите за нестационарност се смета дека погрешно ја одбиваат нултата хипотеза на

нестационарност и кога таа е точна. Бидејќи овие недостатоци се особено

32

карактеристични за мали примероци, очекувано е да се добијат релативно нејасни,

дури и контрадикторни резултати од тестовите. Затоа, сите добиени резултати се

земени во предвид при донесувањето на одлуката за стационарност или

нестационарноста на серијата19.

Табела 4: Резултати од тестовите за стационарност (нултата хипотеза е дека сериите се нестационарни)

Серија АДФ тест АДФ-ГЛС тест АДФ-

Перон ПП тест Одлука

Обем на

извоз

Не е одбиена на

ниедно ниво *

Не е одбиена на

ниедно ниво

Одбиена на

сите нивоа

Не е одбиена на

ниедно ниво

Нејасно. Или

нестационарна, или

стационарна со

структурна промена

Обем на

увоз

Не е одбиена на

ниво од 1%

Одбиена на ниво

од 5% и 10%*

Не е одбиена на

ниедно ниво

Не е одбиена на

ниво од 1%.

Одбиена на 5%

Нестационарна

Странска

побарувачка

Не е одбиена на

ниедно ниво**

Со 4 лага, одбиена

на ниво од 5% и

10%, не на 1%

Не е одбиена на

ниедно ниво без

вклучен тренд.

Со вклучен

тренд, не е

одбиена на 1%,

одбиена на 5%

Нејасно. Или

стационарна околу

тренд или

нестационарна

Домашен

БДП

Не е одбиена на

ниедно ниво***

Не е одбиена на

ниедно ниво

Не е одбиена на

ниво од 1%.

Одбиена на 5%

Нестационарна

Реален

ефективен

девизен

курс

Одбиена на сите

нивоа****

Со повеќе од 1 лаг

не е еодбиена на

ниедно ниво

Со 1 лаг одбиена на

5% и 10%, не на 1%

Не е одбиена на

ниво од 1% и

5%, одбиена на

10%

Нејасно. Веројатно

нестационарна

* константа вклучена, заради тоа што коефициентот пред независната варијабла е поголем од 1; ** 4 лага вклучени поради сериска корелација; константа вклучена, тренд вклучен (сигнификантен на 5%); *** 4 лага и константа вклучени; **** без константа, без тренд, без лагови

19 Деталниот преглед на тестовите се наоѓа во Анекс 2.

33

Согласно очекуваното, тестовите даваат нејасни и контрадикторни резултати. Затоа е

одлучено да се продолжи со анализата како сериите да се нестациоарни, и соодветно,

погодни за коинтеграциона анализа. Следниот чекор е проверка на стационарноста на

сериите од промените во варијаблите (first differenced series).

Табела 5: Резултати од тестовите за стационарност во сериите од промени

Серија АДФ тест АДФ-ГЛС тест АДФ-Перон ПП тест

Обем на извоз Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

Обем на увоз Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

Странска

побарувачка

Одбиена на сите

нивоа**

Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

Домашен БДП Одбиена на сите

нивоа*

Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

Реален ефективен

девизен курс

Одбиена на сите

нивоа***

Одбиена на сите

нивоа

Одбиена на сите

нивоа

* хипотезата за немање сериска корелација беше одбиена и покрај вклучувањето на лагови од зависната варијабла

** два лага и константа вклучени

*** еден лаг вклучен поради сериска корелација

Резултатите презентирани во Табела 5 потврдуваат дека сериите од промените во

варијаблите се стационарни, па затоа во понатамошната анализа сериите ги третираме

како интегрирани од прв ред (I(1)).

3.5. Естимација на равенките на извоз и увоз

Краткиот временски период (8 години), и желбата да се добијат робустни резултати,

условија да бидат применети два метода за естимирање на трговските равенки - Auto

Regressive Distributed Lag (АРДЛ) моделот и Јохансен техниката. Дополнително,

примената на два метода овозможува алтернативни естимации за трговските

еластичности, кои подоцна се користат за анализа на сензитивноста на добиените

резултати.

34

АРДЛ проценки

Иако Јохансен техниката е еден вид на стандард при анализата на временските серии,

во овој труд, како што е погоре нагласено, применет е и АРДЛ методот. Покрај

споменатите причини за неговата примена, АРДЛ методот има уште две предности

кои ја оправдуваат неговата примена во оваа студија. Имено, овој метод може да биде

применет независно од тоа дали варијаблите се стационарни или не, и се верува дека

има подобри карактеристики во мали примероци (Pesaran и Pesaran, 1997; Pesaran и

Shin, 1997).

АРДЛ методот е базиран на проценка на модел на корекција на грешката (Error

Correction Model, ЕЦМ) по пат на ОЛС методот, којшто за две независни варијабли и

два лага е:

't1-t91-t81-t7

2-t61-t52-t41-t32-t21-t10t

u+Zα+Xα+Yα+ZΔα+ZΔα+XΔα+XΔα+YΔα+YΔα+α=YΔ

(18)

Првиот дел од ЕЦМ моделот (лагираните промени) ја дава краткорочната динамика,

додека вториот дел (лагираните нивоа) долгорочната врска помеѓу варијаблите.

Постапката за добивањето на долгорочната релација помеѓу варијаблите по пат на

АРДЛ методот се состои од два чекора: прво се тестира дали постои долгорочна врска

помеѓу варијаблите, а потоа истата, доколку постои, се естимира (Pesaran и Pesaran,

1997).

На првиот чекор му претходи одлуката за максималниот број на лагови кој треба да се

вклучи во АРДЛ моделот. Бројот на лагови треба да биде доволен за да овозможи

статистичка валидност на резултатите, но не треба ба биде преголем заради кратката

временска серија. Одлуката за оптималниот број на лагови е донесена врз основа на

тестовите за спецификација на регресиите, како мерка на статистичката валидност, и

на информационите критериуми (Schwartz Bayesian Criterion, СБЦ, и Akaike

Information Criterion, АИЦ), како мерка на објаснувачката моќ на регресиите. Притоа,

35

преферирана опција е онаа која што има повисоки информациони критериуми

(Pesaran и Pesaran, 1997, стр. 130). Резултатите се прикажани во Табела 620.

Табела 6: Избирање на максималниот број на лагови во АРДЛ моделот

4 лага 3 лага 2 лага 1 лаг

И З

В О

З

Тестови за спецификација:*

Нема сериска корелација

Правилна функционална форма

Нормалност

Хомоскедастичност

Информациони критериуми:

СБЦ

АИЦ

x √√√

x √√√

12,45

23,14

x √√√

√√√

√√√

16,58

25,65

√√√

√√√

√√√

√√√

20,58

27,90

√√√

√√√

√√√

√√√

22,66

28,13

У В

О З

Тестови за спецификација:

Нема сериска корелација

Правилна функционална форма

Нормалност

Хомоскедастичност

Информациони критериуми:

СБЦ

АИЦ

x √√√

√√√

√√√

6,77

17,47

√ √√√ √√√ √√√

4,65

13,72

√√√ √√√ √√√ √√√

7,21

14,54

√√√ √√√ √√√ √√√

11,50

16,96

* Тестот за сериска корелација е Langrange Multiplier тест. Тестот за функционална форма е Ramsey-овиот RESET test. Тестот за нормалност е Jarque-Bera тестот. Тестот за хетероскедастичност е Koenker-Basset тестот. Нултата хипотеза во тестовите е онаа што е напишана во првата колона.

√√√ - p вредноста за одбивање на хипотезата е преку 10%; √ - p вредноста за одбивање на хипотезата е помеѓу 5% и 10%; x - p вредноста за одбивање на хипотезата е под 5%.

Подеднакво добра спецификација е добиена за случајот со еден лаг и со два лага во

двете регресии. Сепак повисоките СБЦ и АИЦ детерминираа да се избере еден лаг.

Тестот за постоење на долгорочна врска помеѓу сериите, всушност е тест за

сигнификантноста на коефициентите пред лагираните нивоа во равенка (18), при што

нултата хипотеза е дека не постои долгорочна зависност, и истата се одбива доколку

тест статистиката е повисока од критичните вредности пресметани од страна на

20 Резултати од регресиите во целост се прикажани во Анекс 3

36

Pesaran et al. (2001). Во двете регресии е вклучена по една дами (dummy) варијабла и

тоа: во регресијата на извозот за периодот по 2001 година, со цел да ја опфати

структурната промена и во регресијата на увозот, за првите три квартали на 2001

година, со цел да го опфати влијанието на надворешниот шок.

И покрај тоа што во литературата не е специфицирано дали е дозволено

вклучувањето на дами варијабли на овој степен од анализата, истите се вклучени од

причина што и двете се високо сигнификантни, и поради тоа што експланаторната

моќ на регресиите е значително подобрена. Понатаму, вклучувањето на дами

варијаблите резултираше во подобрена спецификација – тестот за нормалност во

регресијата на увозот и тестот за хетероскедастичност во регресијата на извозот

(Табела 7). На крајот, графичкиот приказ на резидуалите од регресиите сугерира

поверојатна стационарност, и намален распон на варијации (Графикони 8, 9, 10, 11)21.

Табела 7: Регресиите со и без дами варијабли

Без дами Со дами

Увоз

Извоз

P вредност од тестот за нормалност 2R

P value of the heteroskedasticity hypothesis 2R

0,094

0,30

0,069

0,36

0,612

0,59

0,917

0,56

21 Дами варијаблата за најголемиот аутлаер (outlier) на Графикон 9 – 2001кв1 не промени ништо во

резултатите. Заради тоа истата не беше вклучена.

37

Графикон 8: Резидуалите од регресијата на ИЗВОЗ без дами

Quarters

-0.2

0.0

0.2

1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3

Графикон 9: Резидуалите од регресијата на ИЗВОЗ со дами

Quarters

-0.05

-0.10

-0.15

-0.20

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q32005Q3

38

Графикон 10: Резидуалите од регресијата на УВОЗ без дами

Quarters

-0.1

-0.2

-0.3

-0.4

-0.5

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q32005

Графикон 11: Резидуалите од регресијата на ИЗВОЗ со дами

Quarters

-0.05

-0.10

-0.15

-0.20

-0.25

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q32005Q3

39

Резултатите од тестот за долгорочна врска помеѓу варијаблите се дадени во Табела 8.

Табела 8: Резултати од тестот за долгорочна врска

(H0: ‘Нема долгорочна врска помеѓу варијаблите’)

Тест

статистика

2,5%

критична

вредност

1%

критична

вредност*

Одлука

Регресија на

извозот 4,56 4,38 5,00

Одбивање на H0 на ниво од 2,5%

Не може да се одбие на 1%

Регресија на

увозот 5,76 4,38 5,00 Одбивање на H0 на сите нивоа

* Критичната вредност е од Табела CI(ii) од Pesaran et al. (2001), стр.300 - Restricted intercept and

no trend (т.е. константа во долгорочната релација и без трендови). Константата е потребна во

долгорочната релација поради различните мерни единици на зависната варијабла (нивоа) и

независните варијабли (индексни броеви). Трендот не е потребен. Вредноста е за ниво на

сигнификантност, за k=2 (две независни варијабли), и како сите варијабли да се I(1), затоа што

оваа вредност е највисока, и одбивањето при оваа вредност повлекува одбивање при сите

услови.

Како што може да се види од Табела 8, постои долгорочна врска меѓу извозот и

странската побарувачката и курсот, односно увозот и домашниот БДП и курсот.

Согласно Pesaran и Pesaran (1997), понатаму се испитува дали постои само еден вектор

на коинтеграција т.е. дали странската побарувачка и курсот се независни варијабли за

извозот, односно дали домашниот БДП и курсот се независни варијабли за увозот.

Тестот е идентичен со претходно објаснетиот тест за долгорочна врска со таа разлика

што како зависна варијабла се зема една од независните варијабли (Табела 9).

40

Табела 9: Резултати од тестот за долгорочна врска со заменета зависна варијабла

(H0: ‘Нема долгорочна врска помеѓу варијаблите’)

Зависна варијабла Тест

статистика

Критична

вредност* Одлука

Регресија на извозот

Странска побарувачка

Реален девизен курс

Регресија на увозот

Домашен БДП

Реален девизен курс

0,78

3,24

1,73

3,25

3,35

3,35

3,35

3,35

Не може да се одбие H0

Не може да се одбие H0

Не може да се одбие H0

Не може да се одбие H0

*Критична вредност од Табела CI(ii) од Pesaran et al. (2001), стp.300, k=2, сите варијабли I(1),

10% ниво на сигнификантност. Ова ниво е избрано затоа што неговите критични вредности се

најниски, и неодбивањето на нултата хипотеза на ова ниво значи неможност да се одбие на

било кое ниво.

Презентираните резултати сугерираат дека постои само еден вектор на коинтеграција

(пониски тест статистики од критичните вредности), и дека реалниот девизен курс и

странската побарувачка, односно девизниот курс и домашниот БДП се независните

варијабли за извозот и увозот, соодветно

По определувањето на соодветниот број на лагови, тестирањето на долгорочната

врска помеѓу варијаблите, како и тестирањето за бројот на можните вектори на

коинтеграција, може да се премине кон пресметување на АРДЛ моделот. Во

конкретниот случај постојат (1+n)p различни АРДЛ регресии, т.е. 8 (n=максималниот

број на лагови во АРДЛ-от, односно 1 во овој случај, додека p=бројот на варијабли во

АРДЛ-от, односно 3). Изборот на најсоодветна регресија се врши врз основа на

информационите критериуми – СБЦ, АИЦ и ХКЦ (Hannah-Quinn Criterion). Pesaran

and Shin (1997) ги истражуваат перформансите на информационите критериуми во

мали примероци, и на основа на Монте Карло експерименти заклучуваат дека ARDL-

SBC има најдобри перформански во мали примероци. Затоа СБЦ е избран како

критериум за избор на редот на АРДЛ-от.

41

СБЦ сугерира дека најсоодветен е АРДЛ од редот (0, 0, 0) т.е. без лагови од ниту една

од варијаблите и тоа, во двете регресии (на извозот и на увозот). За дополнителна

проверка анализиран е и ХКЦ кој упатува на истиот заклучок.

Првата регресија, регресијата на извозот е моделирана со вклучување на три дами

варијабли: една за структурната промена по 2001 и по една за првите два квартала на

1999. Сите три се високо сигнификантни. Експланаторната моќ на регресијата е

значително подобрена. Имено, 2R се зголеми од 0.34 во регресијата без дами

варијаблите на 0.77 во регресијата во која се вклучени. Исто така, графичкиот приказ

на резидуалите од регресијата во која се вклучени дами варијаблите покажува многу

помал распон на варијации (Графикон 13) во однос на графичкиот приказ на

резидуалите во регресијата без дами варијабли (Графикон 12).

Графикон 12: Резидуалите од регресијата на ИЗВОЗ без дами варијаблите

Quarters

-0.05

-0.10

-0.15

-0.20

-0.25

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

1998Q2 1998Q4 1999Q2 1999Q4 2000Q2 2000Q4 2001Q2 2001Q4 2002Q2 2002Q4 2003Q2 2003Q4 2004Q2 2004Q4 2005Q2 2005Q3

Графикон 13: Резидуалите од регресијата на ИЗВОЗ со дами варијаблите

Quarters

-0.05

-0.10

-0.15

0.00

0.05

0.10

0.15

1998Q2 1998Q4 1999Q2 1999Q4 2000Q2 2000Q4 2001Q2 2001Q4 2002Q2 2002Q4 2003Q2 2003Q4 2004Q2 2004Q4 2005Q2 2005Q3

42

Во втората регресија, регресијата на увозот, вклучена е само една дами варијабла – за

третиот квартал на 2001, од причина што првично вклучените дами варијабли за

првите два квартала на 2001, како и варијаблите за 1999 се покажаа инсигнификантни

на 5% ниво на сигнификантност. Едно од можните објаснувања е истовремениот пад

на БДП во овие периоди. Како претходно, во случајот на извозот, и во овој случај

распонот на варијации е помал и резидуалите е поверојатно да се стационарни

(Графикон 14 и 15).

Графикон 14: Резидуалите од регресијата на УВОЗ без дами варијаблите

Quarters

-0.05

-0.10

-0.15

-0.20

-0.25

-0.30

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

1998Q2 1998Q4 1999Q2 1999Q4 2000Q2 2000Q4 2001Q2 2001Q4 2002Q2 2002Q4 2003Q2 2003Q4 2004Q2 2004Q4 2005Q2 2005Q3

Графикон 15: Резидуалите од регресијата на УВОЗ со дами варијаблите

Quarters

-0.05

-0.10

-0.15

-0.20

-0.25

0.00

0.05

0.10

0.15

0.20

0.25

1998Q2 1998Q4 1999Q2 1999Q4 2000Q2 2000Q4 2001Q2 2001Q4 2002Q2 2002Q4 2003Q2 2003Q4 2004Q2 2004Q4 2005Q2 2005Q3

43

Тестовите за спецификација сугерираат дека двете АРДЛ регресии се добро

специфицирани (види Анекс 3). Долгорочната релација помеѓу коинтегрираните

варијабли и нивната сигнификантност е презентирана во Табела 10 и 11.

Табела 10: Долгорочните коефициенти и р вредностите за регресијата на ИЗВОЗОТ

Зависна варијабла: Логаритам од извозот

Независна варијабла

Коефициент

p вредност

Константа Логаритам на странската побарувачка Логаритам од реалните ефективен курс По 2001 дами 1999кв1 дами 1999кв2 дами

5,67

1,51

-2,24

-0,24

-0,19

-0,31

0,000

0,000

0,020

0,000

0,024

0,001

Табела 11: Долгорочните коефициенти и р вредностите за регресијата на УВОЗОТ

Зависна варијабла: Логаритам од увозот

Независна варијабла

Коефициент

p вредност

Константа Логаритам од домашниот БДП Логаритам од реалните ефективен курс 2001кв3 дами

6,01

2,10

1,20

-0,29

0,000

0,000

0,234

0,013

Знаците и големината на коефициентите се во согласност со очекуваните. Согласно

горенаведената дискусија обемот на извоз е поеластичен кон девизниот курс (ценовна

еластичност), отколку кон странската побарувачка (доходовна еластичност). Двете

еластичности се со очекуваниот знак, односно зголемувањето во курсот, т.е. опаѓање

во ценовната конкурентност, предизвикува намалување на извозот, и порастот на

странската активност е проследено со пораст на извозот. Двата коефициента се

високо сигнификантни. Дами варијаблите се исто така сигнификантни, и со

очекуваните знаци и големини, опфаќајќи го ефектот на екстерниот шок во 1999 и на

структурната промена по 2001.

44

Соодветно на очекувањата увозот е посензитивен кон промена во домашниот БДП,

отколку кон промена во девизниот курс. Како што е споменато ваквото однесување на

увозот се должи на високиот степен на увозна зависност на Македонската економија.

Добиените коефициенти се со очекуваните знаци, односно порастот на курсот, како и

интензивираната домашна активност (пораст на БДП) доведуваат до пораст на увозот.

Коефициентот на домашниот БДП е високо сигнификантен, додека коефициентот на

девизниот курс не е сигнификантен на вообичаените нивоа на сигнификантност (1%,

5% и 10%). Можно објаснување за ова е нискиот степен на варијација во курсот.

Јохансен проценки

Вториот метод употребен за проценка на равенките на трговијата е Јохансен техниката

(Johansen 1988 и 1991), која е заснована на методот на Максимална можност (Maximum

Likelihood). Овој метод е мултиваријационен, односно има повеќе од една зависна

варијабла, па затоа се смета дека е поефикасен од униваријационите методи на

коинтеграција (само една зависна варијабла). Друга предност на овој метод е што

овозможува естимирање на повеќе од еден вектор на коинтеграција, како и вклучување

на и I(1) и на I(0) варијабли (Harris и Sollis, 2003).

Примената на Јохансен техниката за пресметување на равенките на трговијата се

состои од неколку чекори. Јохансен техниката започнува со Vector Auto Regression

(ВАР) модел, којшто потоа е трансформиран во Vector Error Correction Model

(ВЕЦМ). Затоа, прв чекор во оваа техника е определување на редот на ВАР моделот.

Потоа, се определува бројот на коинтеграциони вектори и детерминистичките

компоненти кои треба да бидат вклучени во краткорочната и долгорочната врска

помеѓу варијаблите. На крајот се пресметуваат коинтеграционите вектори.

Слично како и во АРДЛ моделот, при одлучувањето за редот на ВАР-от се користат

два критериума – тестовите за спецификацијата и информационите критериуми.

Тестовите за спецификацијата за поединечните ВАР регресии на извозот од ред 1, 2, 3

и 4 се прикажани во Табела 12, при што зависната варијабла е наведена во првиот ред.

Табела 13 го прикажува истото за увозот. Во ВАР моделите се вклучени истите дами

45

варијабли како во АРДЛ моделот, односно дами за периодот по 2001 и две дами за

првите два квартала од 1999 кај извозот, и дами за третиот квартал од 2001 кај увозот22

со цел да се постигне конзистентност со претходно презентираниот модел (целосните

регресии се сместени во Анекс 4).

Табела 12: Тестови на спецификацијата за различни редови на ВАР кај ИЗВОЗОТ*

Извоз

Реален

ефективен

курс

Странска

активност

ВАР(1)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√

√√√

√√√

√√√

√

√√√

√√√

√√√

x

√√√

√√√

√√√

ВАР(2)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√√

√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

ВАР(3)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√√

√√

√√

√√√

√√√

x

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

ВАР(4)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√

√√√

√√

√√√

x

√√

√√√

√√√

√√√

√

√√√

√√√

*Тестот за сериска корелација е Langrange Multiplier тест. Тестот за функционална форма е Ramsey-евиот RESET test. Тестот за нормалност е Jarque-Bera тестот. Тестот за хетероскедастичност е Koenker-Basset тестот. Нултата хипотеза во тестовите е таа што е напишана во првата колона.

√√√ - p вредноста за одбивање на хипотезата е преку 10%; √√ - p вредноста за одбивање на хипотезата е помеѓу 5% и 10%; √ - p вредноста за одбивање на хипотезата е помеѓу 1% и 5%; x - p вредноста за одбивање на хипотезата е под 1%.

22 И покрај тоа што дами варијаблата во регресијата на увозот беше инсигнификантна во најголемиот

број на регресии, истата беше задржана, меѓу останатото и поради тоа што резултатите без и со неа не

се разликуваа воопшто.

46

Табела 13: Тестови на спецификацијата за различни редови на ВАР кај УВОЗОТ*

Узоз

Реален

ефективен

курс

Домашен

БДП

ВАР(1)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

x

√√√

√√√

√

ВАР(2)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√√

√√

√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

ВАР(3)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√√

√√√

√

√√√

√√

√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

√√√

ВАР(4)

H0: Нема сериска корелација

H0: Линеарна функционална форма

H0: Нормална дистрибуција на резидуалите

H0: Хомоскедастичност

√√

√√√

√√√

√√√

√√

√√

√√√

√√√

√√

√√√

√√√

√√√

*Тестот за сериска корелација е Langrange Multiplier тест. Тестот за фумкционална форма е Ramsey-евиот RESET test. Тестот за нормалност е Jarque-Bera тестот. Тестот за хетероскедастичност е Koenker-Basset тестот. Нултата хипотеза во тестовите е таа што е напишана во првата колона.

√√√ - p вредноста за одбивање на хипотезата е преку 10%; √√ - p вредноста за одбивање на хипотезата е помеѓу 5% и 10%; √ - p вредноста за одбивање на хипотезата е помеѓу 1% и 5%; x - p вредноста за одбивање на хипотезата е под 1%.

Тестовите на спецификацијата сугерираат дека најсоодветен модел е ВАР(2) во

регресијата за извозот, затоа што ниту еднаш не е одбиена нултата хипотеза. Во

регресијата за увозот сите ВАР модели се добро специфицирани, со исклучок на

ВАР(1). Понатаму, се разгледани информационите критериуми (Табела 14).

47

Табела 14: Информациони критериуми

Ред на ВАР СБЦ АИЦ

Извоз

4

3

2

1

127,41

127,64

132,45

132,35

158,51

152,91

151,89

145,96

Увоз

4

3

2

1

120,50

108,17

117,85

119,42

147,71

129,55

133,40

129,14

СБЦ критериумот сугерира 2 лага во ВАР моделот на извозот, додека АИЦ сугерира 4.

Имајќи во предвид дека тестовите на спецификацијата се најдобри за ВАР(2), во

понатамошната анализа се вклучуваат два лага во регресијата за извозот. Во втората

регресија и двата критериуми имаат највисока вредност за ВАР(4). Бидејќи тестовите

на спецификацијата се исто така соодветни за ВАР(4), понатаму регресијата на увозот

вклучува 4 лага.

Следниот чекор во имплементацијата на Јохансен техниката е воспоставување на

бројот на вектори на коинтеграција, односно тестирање на рангот на векторот на

коинтеграција. Две тест статистики стојат на располагање за оваа намена. Првата е

базирана на максималната карактеристична вредност на стохастичката матрица

(Maximal Eigenvalue of the Stochastic Matrix - λmax), а втората на главната дијагонала на

стохастичката матрица (Trace of the Stochastic Matrix - λtrace). Првата, λmax статистика ја

тестира нултата хипотеза дека рангот на векторот на коинтеграција (r) е еднаков на

рангот кој е зададен со хипотезата (s), наспроти алтернативата дека r=s+1, додека λtrace

статистиката ја тестира нултата хипотеза дека r=s наспроти алтернативата дека r≥s+1.

Во двата случаја нултата хипотеза се одбива доколку тест статистиката е повисока од

критичната вредност. Предност на λtrace статистиката е тоа што може да се користи и

кога резидуалите не се нормално дистрибуирани (Harris и Sollis, 2003).

Пред утврдување на бројот на коинтеграциони вектори неопходно е да се опредалат

детерминистичките компоненти кои ќе бидат вклучени во моделот, затоа што

48

критичните вредности за тестовите зависат од нив. Постојат 5 опции за

детерминистичките компоненти: (1) без константа и без тренд и во долгорочната и во

краткорочната релација; (2) константа во долгорочната релација и без тренд; (3)

константа во краткорочната релација и без тренд; (4) константа во краткорочната

релација и тренд во долгорочната; и (5) константа и тренд во краткорочната релација.

За истовремено определување на бројот на коинтеграциони вектори и

детерминистички компоненти Johansen (1992) го предлага Пантула (Pantula)

принципот. Според Пантула принципот процесот започнува од естимирање на

најрестриктивниот модел, (1), одејќи кон најмалку рестриктивниот (5), при што λmax и

λtrace тестовите се прават на секое ниво на s. Понатаму, се избира првата комбинација

од бројот на коинтеграциони вектори и опцијата за детерминистички компоненти

при која нултата хипотеза (на λmax и λtrace) не се одбива.

Само една опција на детерминистичките компоненти, опцијата (2), е адекватна во

конкретниот случај. Опцијата (2) вклучува константа во долгорочната релација, што е

неопходно заради различните мерни единици на користените податоци (зависната

променлива е изразена во апсолутни износи, додека независните варијабли се

индексни броеви). Исто така, во оваа опција не е вклучен тренд, кој и во конкретниот

случај не е очекувано да постои. Резултатите од тестовите за рангот на векторот на

коинтеграција се дадени во Табела 15.

Табела 15: Тест за бројот на вектори на коинтеграција

Tест H0

Tест

статистика

95% критична

вредност

90% критична

вредност

Извоз

Увоз

λmax

λtrace

λmax

λtrace

r=0

r≤1

r=0

r≤1

r=0

r≤1

r=0

r≤1

34,01

12,74

51,40

17,39

46,50

11,39

63,22

16,73

22,04

15,87

34,87

20,18

22,04

15,87

34,87

20,18

19,86

13,81

31,93

17,88

19,86

13,81

31,93

17,88

49

Двете статистики сугерираа еден вектор на коинтеграција и во двете регресии, затоа

што и во двете регресии хипотезата r=0 може да се одбие, додека хипотезата дека r≤1

не може. .

По воспоставувањето на бројот на коинтеграциони вектори, потребно е да се

пристапи кон нивно естимирање. Неопходно е да се нагласи дека разгледуван

поединечно, векторот на коинтеграција не ја отсликува економската релација, односно

во него нема зависни и независни варијабли. За да се долови економското значење на

статистичкиот модел потребно е да се воспостават рестрикции на векторот, кои

соодветствуваат со економската логика (Harris and Sollis, 2003). Во конкретниот случај

зададената рестрикција е дека извозот во првата регресија, односно увозот во втората,

е зависната варијабла т.е. коефициентите на векторот ги нормализираме на

коефициентите на варијаблите за извоз, т.е. увоз. Естимираната коинтеграциона

релација е прикажана во Табела 16.

Табела 16: Векторот на коинтеграција (зависната варијабла во првата колона)

Константа Активност Реален курс

Извоз

Увоз

Коефициент

Стандардна грешка

Коефициент

Стандардна грешка

5,66

0,04

5,92

0,02

1,59

0,22

2,47

0,26

-2,81

1,41

1,33

0,69

Повторно, како и при АРДЛ естимацијата, се добиваат логични коефициенти, од

аспект на нивната големина и знакот. Извозот има повисока ценовна, отколку

доходовна еластичност. Од друга страна, увозот има повисока доходовна, отколку

ценовна еластичност. И доходовните и ценовните еластичности во двете регресии се

сигнификантни (мали стандардни грешки во споредба со коефициентите).

Естимираните параметри на извозната и увозната регресија според двата метода,

АРДЛ моделот и Јохансен техниката се прикажани во Табела 17.

50

Табела 17: Споредба меѓу коефициентите добиени со двата метода

Константа Активност Реален курс

Извоз

Увоз

AРДЛ

Јохансен

AРДЛ

Јохансен

5,67

5,66

6,01

5,92

1,51

1,59

2,10

2,47

-2,24

-2,81

1,20

1,32

Коефициентите добиени според двата метода не се разликуваат суштински. Сепак,

спроведен е тест за да се утврди дали Јохансен коефициентите статистички се

разликуваат од АРДЛ коефициентите. За таа цел АРДЛ коефициентите се задаваат на

добиениот вектор на коинтеграција и понатаму, се тестира валидноста на оваа

рестрикција. Резултатите се дадени во Табела 18 и 19.

Табела 18: Тест дали Јохансен коефициентите се разликуваат од АРДЛ кај ИЗВОЗОТ

Константа Активност Реален курс

Првични

резултати

Нови

резултати

Коефициент

Стандардна грешка

Коефициент

Стандардна грешка

5,66

0,04

5,68

0,02

1,59

0,22

1,51

None

-2,81

1,41

-2,24

None

p вредност од LR тестот за рестрикцијата: 0,913

(H0: рестрикцијата држи не може да биде одбиена)

Табела 19: Тест дали Јохансен коефициентите се разликуваат од АРДЛ кај УВОЗОТ

Константа Активност Реален курс

Првични

резултати

Нови

резултати

Коефициент

Стандардна грешка

Коефициент

Стандардна грешка

5,92

0,02

5,96

0,01

2,47

0,26

2,10

None

1,33

0,69

1,20

None

p вредност од LR тестот за рестрикцијата: 0,070

(H0: рестрикцијата држи не може да биде одбиена на 5%)

51

Во извозната регресија, рестрикцијата не може да се одбие на ниту едно од

конвенционалните нивоа на сигнификантност. Во увозната регресија рестрикцијата

може да се одбие на 10%, но не и на 5% и 1% ниво на сигнификантност. Следствено,

заклучуваме дека двата метода генерираа мошне слични проценки за трговските

еластичности. Не само што коефициентите се слични по големина, туку и

статистички не се разликуваат меѓусебно.

3.6. Пресметка на рамнотежните вредности

Следен чекор во ФЕЕР-пресметката, по утврдување на трговските елстичности е

пресметка на вредностите на егзогените варијабли кои соодветствуваат на состојбата

на макроекономска рамнотежа. Варијаблите кои се јавуваат како егзогени инпути во

моделот се домашниот БДП, странската побарувачка, цените на извозот и увозот, нето

тековните трансфери и доходот.

Во литературата се сретнуваат повеќе пристапи за пресметка на егзогените инпути. На

пример, Wren-Lewis и Driver (1998), кои ги вклучуваат единствено домашниот и

странскиот аутпут како егзогени инпути во моделот, користат пресметани вредности

од страна на Giorno et al. (1995). Всушност, овие варијабли Giorno et al. (1995) ги

пресметуваат преку три методи и тоа: преку методот на производна функција, методот

на поделен временски тренд и ХП филтерот. Genorio и Kozamernik (2004) за

калкулирање на рамнотежните вредности исто така го користат ХП филтерот, и

дополнително методот на експоненцијален тренд.

Филтерите овозможуваат одвојување на тренд компонентата на серијата, односно

компонентата со ниска фреквенција од цикличната компонента, односно

компонентата со висока фреквенција. Поформално, според теоријата на спектрална

анализа филтерот е алатка која овозможува декомпозиција на серијата во одделни

компоненти со различна фреквенција. Идеалниот филтер ги зачувува компонентите

во рамки на одреден распон на фреквенции, а ги елиминира останатите. Сепак, во

практичната работа се користат само апроксимации на иделниот филтер, од причина

што теоретски, идеалниот филтер е заснован на неограничен број на податоци

52

(Christiano и Fitzgerald, 2003). Оптималната апроксимација на идеалниот филтер треба

да ги исполни следниве услови: да зачува што е можно повеке податоци, да не создава

вештачки (spurious) промени во серијата и да добиената тренд серија да е стационарна

(Iacobucci и Noullez, 2005).

Филтерот, како што е погоре нагласено, всушност ја пресметува тренд вредноста од

серијата. Токму овој аспект отвара простор за сомневање колку е оправдано

користењето на филтерите за пресметување на рамнотежните вредности. На пример,

рамнотежната вредност на аутпутот пресметана преку филтер е тренд компонентата на

оригиналната серија, која не секогаш мора да е еднаква со вистинското рамнотежното

ниво на аутпут дефинирано како нивото на аутпут при природна стапка на

невработеност. Аргументот во корист на користењето на филтери за пресметка на

рамнотежните вредности е дека компонентата која не е под влијание на бизнис

циклусот, односно тренд компонентата ја претставува долгорочната рамнотежна

вредност (Genorio и Kozamernik, 2004).

Како и претходно, со цел да се истражи сензитивноста на ФЕЕР пресметките кон

претпоставките во врска со рамнотежните вредности потребни се повеќе

алтернативни пресметки за тренд вредностите на сериите. Природна солуција би било

користењето на неколку филтери. Сепак, некои од филтерите кои беа применети

(Baxter-King и Christiano-Fitzgerald филтерите) не ги исполнуваа условите за

оптимален филтер – резултатот кој го продуцираа не беше стационарен и не ги

елиминираа сите високи фреквенции. Така, единствениот филтер кој се покажа како

адекватен е ХП филтерот. Притоа, задржана е можноста во некоја од идните ревизии

на трудот да се примени и Калман филтерот.

Хофрик-Прескот (ХП) филтерот го пресметува трендот преку израмнување, т.е. ако

серијата yt е збир од тренд компонентата tt и цикличната компонента ct, тренд

компонентата се пресметува како вредноста на tt која ја минимизира функцијата:

21-ttt1+t

1-T

2=t

2tt

T

1=t)]t-t(-)t-t[(Σλ+)t-y(Σ (19)

53

каде λ е параметарот на израмнување. Колку е повисока вредноста на λ, толку

филтрираната серија е поизрамнета, и како што λ се приближува до бесконечност ХП

трендот се приближува до линеарниот тренд. Hodrick и Prescott (1997) предлагаат

параметер на израмнување од 100 за годишни, 1600 за квартални и 14.400 за месечни

податоци. Во некои студии сугерирано е и преметување на оптималниот фактор на

израмнување (види French, 2001), додека пак во одредени студии се користи параметар

од 6400 за квартални податоци како алтернатива на параметарот од 1600.

ХП филтерот е критикуван на неколку основи. Прво, се смета дека тој е адекватен

само во случај кога серијата е интегрирана од втор ред. Второ, ХП филтерот би

продуцирал валидни резултати само доколку цикличната компонента е „бел шум“

(white noise). Трето, перформансата на ХП филтерот се влошува со приближување

кон крајот на примерокот (‘end of the sample’ problem). На крајот, филтерот е

критикуван поради ad-hoc начинот на користење на параметарот на израмнување од

1600 (French, 2001). Сепак, и покрај сите критики, ХП филтерот останува најчесто

користен филтер воопшто, и не ретко единствениот користен филтер во ФЕЕР

пресметките.

Тренд вредностите за домашниот БДП, странската побарувачка, цените на извозот и

увозот и нето доходот се прикажани на Графиконите 16, 17, 18, 19 и 20.

Графикон 16: Македонски БДП, оригинален и филтриран

1998Q1 1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3

GDP GDP HP1600

54

Графикон 17: Странска побарувачка, оригинална и филтрирана

1998Q1 1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3

Foreign demand Foreign demand HP1600

Графикон 18: Цени на извозот, оригинални и филтрирани p p g q q

1998Q1 1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3

Export prices Export prices HP1600

Графикон 19: Цени на увозот, оригинални и филтрирани

1998Q1 1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3

Import prices Import prices HP1600

55

Графикон 20: Нето доход, оригинален и филтриран

1998Q1 1998Q3 1999Q1 1999Q3 2000Q1 2000Q3 2001Q1 2001Q3 2002Q1 2002Q3 2003Q1 2003Q3 2004Q1 2004Q3 2005Q1 2005Q3

Interest flows HP1600 Interest flows

И покрај тоа што одредени ФЕЕР студии не ги вклучуваат нето трансферите во

анализата, во случајот на Македонија нивното значајно учество во тековната сметка и

во БДП налага вклучување на истите. Пресметани се три алтернативи за нивната тренд

вредност, по примерот на Wren-Lewis и Driver (1998), кои ги пресметуваат како

детерминистички тренд и Costa (1998), која ги калкулира преку ХП филтерот. Значи,

првите две опции за тренд вредноста на нето трансферите се добиени со ХП

филтерот, првата со фактор на израмнување од 1600, а втората со 640023, додека

третата опција е добиена преку детерминистичкиот тренд т.е. како предвидените

вредности од регресијата во која зависната варијабла се актуелните вредности на нето

трансферите, а независните се константа и линеарен тренд, со 3 дами варијабли за

најголемите аутлаери. Тренд сериите се дадени на Графикон 21.

23 Одлуката за пресметка на две ХП-филтер тренд вредности се состои во тоа што разликата помеѓу

двете серии во некои случаи надминува 5%.

56

Графикон 21: Нето трансфери, оригинални и филтрирани

1998

Q1

1998

Q3

1999

Q1

1999

Q3

2000

Q1

2000

Q3

2001

Q1

2001

Q3

2002

Q1

2002

Q3

2003

Q1

2003

Q3

2004

Q1

2004

Q3

2005

Q1

2005

Q3

Transfers Tran HP1600 Tran HP6400 Tran linear trend

3.7. Избор на таргетот за тековната сметка

По калкулирањето на тренд вредностите на егзогените инпути, единствен елемент што

недостасува за пресметка на ФЕЕР-от е таргетот за тековната сметка, односно условот

на екстерна рамнотежа.

Во литературата за ФЕЕР, како од теоретска, така и од емпириска гледна точка

најголемото внимание и се посветува на надворешната рамнотежа. Во овој дел се

разгледани емпириските аспекти, бидејќи теоретските беа дискутирани во

претходното поглавје. Williamson (1994) зема предвид низа на фактори при

детерминирање на таргетираната тековна сметка – инвестициите и штедењето,

задолженоста, демографски фактори и сл. Wren-Lewis и Driver (1998) користат веќе

поставени таргети од страна на Williamson и Mahar (1998), детерминирани од слични

фактори како во претходниот случај. Bayoumi et al. (1994), поради илустративната

природа на нивната студија го поставуваат таргетот ad hoc, како 1% of БДП. Genorio и

Kozamernik (2004) користат четири алтернативи за тековната сметка: (1) врамнотежена

тековна сметка, (2) серија добиена преку ХП филтерот, (3) растечка тековна сметка во

првата половина на транзицијата, достигнувајќи 3% од БДП, која потоа постепено

57

опаѓа се додека не се врамнотежи и (4) тековна сметка која опаѓа во првата половина

на транзицијата се додека не се врамнотежи.

Во овој труд користени се две алтернативи за таргетот. Првата е тековна сметка во

износ од 1% од БДП, додека втората е во износ од 2% од БДП. Ефектот на повисок

таргет за тековната сметка врз ФЕЕР-от, на пример оној пресметан преку ХП

филтерот, е исто така земен во предвид, и резултатите се презентирани во наредниот

дел. Сепак, истите имаат само илустративно значење, бидејќи беше одлучено овие

таргети да не се вклучуваат во натамошната анализа. Неколку фактори влијаеја на

одлуката. Прво, како што е покажано во наредниот дел, во случајот на Македонија

клучен движечки фактор на ФЕЕР-от се трансферите, а не таргетот на тековната

сметка. Понатаму, иако ХП филтерот продуцираше вредности приближно еднакви на

просечниот дефицит на тековната сметка во анализираниот период (околу 4% од

БДП), нереално е да се земе овој таргет како конзистентен со состојбата на екстерна

рамнотежа бидејќи би бил проследен со трговски дефицити помеѓу 15%-20% од БДП,

имајќи ги предвид високите трансфери. Дополнително, Williamson и Mahar (1998)

предлагаат таргет на тековната сметка од околу 0.3% од БДП за земјите од Централна

и Источна Европа. На крајот, Gutierrez (2006) го пресметува структурниот дефицит во

тековната сметка на 2% од БДП. Од овие причини, таргет на тековната сметка во

износ од 1% или 2% од БДП би можел да се смета за конзистентен со состојбата на

надворешна рамнотежа за Македонија. Графикон 22 ги прикажува трите алтернативи

за таргетот на тековната сметка, како и нејзините актуелните вредности.

Графикон 22: Тековна сметка – актуелни вредности и таргети

CA CA HP1600 CA 1% GDP CA 2% GD

58

3.8. Анализа на сензитивноста, дискусија и резултати

Овој дел е посветен на анализа на сензитивноста на ФЕЕР естимациите кон

различните претпоставки. Дополнително, презентиран е сет од алтернативни ФЕЕР

пресметки.

Оценката на сензитивноста на ФЕЕР-от, како што Driver и Wren-Lewis (1999)

нагласуваат, треба да даде одговор на две прашања: претпоставките во врска со

трговските еластичности и претпоставките во врска со егзогените инпути. Следствено,

презентирана е анализата на сензитивноста на ФЕЕР-от кон трговските еластичности,

како и кон промена во егзогените инпути, односно кон различните таргети на

тековната сметка и кон трите алтернативи на нето трансферите.

Можни се голем број на комбинации на горенаведените претпоставки и следствено

голем број на различни ФЕЕР-ови. Целта на овој труд не е да ги прикаже сите можни

алтернативи; ваквата гимнастика не би била од голема релевантност. Направени се

неколку алтернативни пресметки, доволно различни и репрезентативни за да ја

заокружат дискусијата. Првиот ФЕЕР е калкулиран преку трговските еластичности

добиени со Јохансен техниката, таргет на тековната сметка од 1% од БДП и нето

трансфери добиени со ХП филтерот, фактор 1600. Истиот е прикажан на Графикон

23, и е наречен ФЕЕР1.

Графикон 23: РЕДК и ФЕЕР1

0,9470,9570,9670,9770,9870,9971,0071,0171,0271,0371,047

1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1

REER FEER1

59

Генерално, реалниот ефективен девизен курс е близу до ФЕЕР1. Најголеми девијации

се забележани во третиот квартал на 1999 и кон крајот на периодот, кога реалниот

курс е понизок од ФЕЕР1 за 4,5% и 3,6%, соодветно. ФЕЕР1 покажува тенденција да

апресира, особено по 2001 година.

За да се утврди ефектот од промените во претпоставените еластичности врз ФЕЕР,

истиот е ре-естимиран, но овој пат преку трговските еластичности добиени со АРДЛ

методот. ФЕЕР2 е прикажан на Графикон 24.

Графикон 24: РЕДК, ФЕЕР1 и ФЕЕР2

0,945

0,965

0,985

1,005

1,025

1,045

1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1

REER FEER1 FEER2

Интересно е тоа што двата ФЕЕРа се разликуваат и покрај сличноста и статистичката

еднаквост на коефициентите од извозната и увозната регресија. ФЕЕР2 е под ФЕЕР1

во текот на целиот анализиран период и разликата се намалува - од 2,7% (од ФЕЕР1)

во првиот период до 0,9% во последниот. Причината што ФЕЕР2 е понизок од

ФЕЕР1 лежи најверојатно во повисоката константа кај АРДЛ естимацијата на увозот.

Исто така, речиси во текот на целиот период ФЕЕР2 е понизок од реалниот курс.

Најголемата разлика е во 1998кв4, кога реалниот курсот е за 4,9% повисок од ФЕЕР2.

Во натамошниот период ФЕЕР2 расте со поголема динамика од ФЕЕР1, па така, во

последниот период реалниот ефективен девизен курс е понизок од ФЕЕР2 за 2,7%.

ФЕЕР естимациите се сметаат за многу чувствителни во однос на претпоставените

трговски еластичности, па затоа понатаму анализираме која од четирите еластичности

најмногу влијае на ФЕЕР-от. Дополнително, се утврдува дали претпоставките во врска

60

со еластичностите се критични за анализата. За таа цел пресметаните еластичности ги

заменуваме со еластичности наметнати во ad hoc манир (види Driver и Wren-Lewis,

1999). Така, во ФЕЕР3 доходовната еластичност на извозот од 1,59 е заменета со 1, во

ФЕЕР4 ценовната еластичност на извозот е еднаква на -1,75 наместо -2,81, во ФЕЕР5

доходовната еластичност на увозот е 1,75 наместо 2,47 и во ФЕЕР6 ценовната

еластичност на увозот од 1,32 е заменета со 2. Останатите претпоставки се задржани

од ФЕЕР1 (Графикон 25).

Графикон 25: ФЕЕР1, ФЕЕР3, ФЕЕР4, ФЕЕР5, ФЕЕР6

0,96

0,98

1

1,02

1,04

1,06

1,08

1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1

FEER1 FEER3 FEER4 FEER5 FEER6

Пониската доходовна еластичност на извозот го намалува (депресира) ФЕЕР-от, и

ФЕЕР3 е понизок од ФЕЕР1 за 0,3% во почетокот на периодот и за 5,3% на крајот на

периодот. Освен тоа, може да се забележи дека, спротивно од сите останати ФЕЕР-

ови ФЕЕР3 не покажува тенденција за апресијација. Најверојатно, ова се должи на

претходно објаснетиот Houthakker-Magee ефект т.е. сега производот помеѓу стапката

на раст во остатокот од светот и доходовната еластичност на извозот е помал од

производот помеѓу домашната стапка на раст и доходовната еластичност на увозот

што води кон депресијација на ФЕЕР-от. Понатаму, пониската доходовна еластичност

на увозот го зголемува ФЕЕР-от, и ФЕЕР5 е над ФЕЕР1 за 0,9% во првиот и за 4,2%

во последниот период. Промената во ценовните еластичности нема значајно влијание

врз ФЕЕР-от, како што е прикажано на Графиконот 25. Пониската ценовна

еластичност на извозот на почетокот го намалува, а потоа го зголемува ФЕЕР-от,

додека повисоката ценовна еластичност на увозот на почетокот го зголемува, а потоа

го намалува ФЕЕР-от. Сепак, промените кај ФЕЕР4 и ФЕЕР6 се занемарливи, и

61

никогаш не надминуваат 1%. Како заклучок, ФЕЕР естимациите повеќе зависат од

претпоставките во врска со доходовните еластичности, отколку од претпоставките во

врска со ценовните еластичности. Ова и не е толку чудно, имајќи ја предвид малата

варијација во серијата на курсот.

Следно, анализирана е сензитивноста на ФЕЕР-от во врска со претпоставката за нето

трансферите. За таа цел, вредностите за траснферите добиени со ХП 1600 се заменети

со вредностите добиени со ХП 6400 и со линеарниот тренд (Графикон 26).

Останатите претпоставки кај ФЕЕР7 (ХП 6400) и ФЕЕР8 (линеарен тренд) се

задржани исти како кај ФЕЕР1.

Графикон 26: ФЕЕР1, ФЕЕР7 и ФЕЕР8

0,98

0,99

1

1,01

1,02

1,03

1,04

1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1

FEER1 FEER7 FEER8

ФЕЕР7 е понизок од ФЕЕР1 на почетокот и на крајот на периодот, и повисок од него

во средината. Ова се должи на користењето на повисок фактор на израмнување, така

што трансферите добиени со фактор 6400 се пониски на краевите и повисоки во

средината во однос на оние добиени со фактор 1600. ФЕЕР8 е над ФЕЕР1 и ФЕЕР7

во првите шест години, и под нив во периодот потоа, поради тоа што линеарниот

тренд генерира повисоки трансфери во почетокот, но пониски на крајот. Како и да е,

во ниту еден период разликата помеѓу ФЕЕР1 и ФЕЕР7 и ФЕЕР1 и ФЕЕР8 не

надминува 1% од ФЕЕР1. Следствено, алтернативните претпоставки за нет

трансферите немаат значаен ефект врз ФЕЕР-от.

62

Една работа може да се забележи од досегашната анализа - сите презентирани ФЕЕР-

ови имаат растечка тенденција, т.е. апресираат. Најочигледно објаснување би било

дека тоа се должи на растечките трансфери, тргнувајќи од фактот дека е за очекување

валутата на земја која се соочува со зголемен прилив на капитал да апресира. За да се

испита валидноста на ова објаснување направен е мал експеримент – претпоставуваме

дека нето трансферите, наместо да растат, се стабилни на одредено ниво, ceteris paribus.

Доколку вака пресметаниот ФЕЕР не покаже тенденција кон апресијација, заклучокот

би бил дека претходната апресијација се должи на нето трансферите.

Динамиката на нето трансферите, како процент од БДП, е прикажана на Графикон 27.

Растечкиот тренд е очигледен, особено кон крајот на анализираниот период. Падот на

трансферите во првите три квартала на 2001 е резултат на екстерниот шок. Во сите

останати периоди, трансферите отприлика се движат околу 12% од БДП (просекот за

целиот период изнесува 12,6%). Оттука, за стабилна вредноста на трансферите е

земена вредноста од 12% од БДП во сите периоди, додека останатите претпоставки се

исти како во ФЕЕР1. ФЕЕР9 и ФЕЕР1 се прикажани на Графикон 28.

Графико 27: Нето тековни трансфери, % од БДП

3

12

21

1998Q1 1998Q4 1999Q3 2000Q2 2001Q1 2001Q4 2002Q3 2003Q2 2004Q1 2004Q4 2005Q3

63

Графикон 28: ФЕЕР1 и ФЕЕР9

0,9850,99

0,9951

1,0051,01

1,0151,02

1,0251,03

1,035

1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1

FEER1 FEER9

Спротивно на сите претходно прикажани ФЕЕР естимации, ФЕЕР9 тежнее

незначително да опаѓа, наместо да расте. Имено, ФЕЕР9 е повисок од ФЕЕР1 во

почетокот на периодот и понизок од ФЕЕР1 кон крајот. Оттука, заклучокот дека

тенденцијата кон апресијација во ФЕЕР-от се должи на порастот во нето трансферите

се чини логичен.

Последната претпоставка која ја испитуваме се однесува на таргетот на тековната

сметка. Како алтернатива на тековната сметка од 1% од БДП, претпоставуваме таргет

од 2% од БДП (ФЕЕР10) и таргет добиен преку ХП филтерот, фактор 1600 (ФЕЕР11).

ФЕЕР1, ФЕЕР10 и ФЕЕР11 се прикажани на Графиконот 29.

Графикон 29: ФЕЕР1, ФЕЕР10 и ФЕЕР11

0,970,980,99

11,011,021,031,041,051,06

1998Q1 1999Q1 2000Q1 2001Q1 2002Q1 2003Q1 2004Q1 2005Q1

FEER1 FEER10 FEER11

64

Согласно очекувањата, повисок таргет на тековната сметка резултира во повисок

ФЕЕР. ФЕЕР10 е над ФЕЕР1, но во ниту еден случај не за повеќе од 0,8%. ФЕЕР11,

исто така, го надминува ФЕЕР1, најмногу за 2,6%.

На крајот, избрани се 8 алтернативни ФЕЕР калкулации со цел истите да се споредат

со реалниот ефективен девизен курс. Начинот на кој секоја од овие алтернативи е

добиена, односно претпоставките на кои се базира секоја од нив се прикажани во

Табела 20. Односот помеѓу реалниот ефективен девизен курс и осумте ФЕЕР-а е

претставен на Графиконот 30.

Табела 20: Различни ФЕЕР-ови

Elasticities CA Transfers

ФЕЕР1

ФЕЕР8

ФЕЕР10

ФЕЕР12

ФЕЕР2

ФЕЕР13

ФЕЕР14

ФЕЕР15

Јохансен

Јохансен

Јохансен

Јохансен

АРДЛ

АРДЛ

АРДЛ

АРДЛ

1%

1%

2%

2%

1%

1%

2%

2%

ХП1600

Линеарен тренд

ХП1600

Линеарен тренд

ХП1600

Линеарен тренд

ХП1600

Линеарен тренд

65

Графикон 31: Различни ФЕЕР-ови и реалниот ефективен девизен курс

0,95

0,96

0,97

0,98

0,99

1

1,01

1,02

1,03

1,04

1998

Q1

1998

Q3

1999

Q1

1999

Q3

2000

Q1

2000

Q3

2001

Q1

2001

Q3

2002

Q1

2002

Q3

2003

Q1

2003

Q3

2004

Q1

2004

Q3

2005

Q1

2005

Q3

REER FEER1 FEER8 FEER10 FEER12 FEER2 FEER13 FEER14 FEER15

1998

Q1

1998

Q2

1998

Q3

1998

Q4

1999

Q1

1999

Q2

1999

Q3

1999

Q4

2000

Q1

2000

Q2

2000

Q3

2000

Q4

2001

Q1

2001

Q2

2001

Q3

2001

Q4

2002

Q1

2002

Q2

2002

Q3

2002

Q4

2003

Q1

2003

Q2

2003

Q3

2003

Q4

2004

Q1

2004

Q2

2004

Q3

2004

Q4

2005

Q1

2005

Q2

2005

Q3

Највисок ФЕЕР -4 -3,2 -0,5 -4,9 -3,8 1,03 1,97 -2,5 -2,1 -4,6 -3,6 -2,1 -3,8 -3,1 -1,9 -1,5 -1,1 -1,8 -0,5 -0,6 -0,6 -2,5 -0,9 -1,9 -3,3 -0,8 0,14 -1,6 -0,5 1,11 1,87

Најнизок ФЕЕР -0,1 0,64 3,45 -1,2 -0,2 4,9 5,91 1,31 1,69 -0,9 0,16 1,75 -0,1 0,61 1,82 2,18 2,34 1,53 2,64 2,44 2,17 0,03 1,39 0,17 -1,4 1,2 2,21 0,44 1,58 3,28 4,09

66

Генерално, реалниот ефективен девизен курс се чини близу до ФЕЕР-от, без

позначајни девијации. Табелата под графиконот ги прикажува разликите помеѓу

реалниот курс и највисокиот и најнискиот ФЕЕР за секој период во проценти од

реалниот ефективен девизен курс, при што позитивна вредност означува потценетост

на денарот, т.е. ФЕЕР-от е над реалниот курс. Со исклучок на два периода, 1999кв2 и

1999кв3, кога реалниот курс бележи пад, во ниту еден друг период разликите не

надминуваат 5%. Ваквите разлики се многу мали во споредба со некои кои се

сретнуваат во литературата24. Како што беше и претходно нагласено сите ФЕЕР-ови

се карактеризираат со слична растечка тенденција, што се должи на порастот во нето

трансферите. На крајот, во последните три квартала реалниот курс депресира, додека

ФЕЕР-от апресира. Доколку ваквите трендови продолжат и во иднина, може да

резултираат во сериозна потценетост на денарот.

3.9. Потенцијални недостатоци

Последниот дел од ова поглавје ја заклучува анализата на тема ФЕЕР со дискусија на

можните слабости на студијата. Презентирани се две линии на аргументи. Првата се

однесува на недостатоците на оваа студија, додека втората на несоодветноста на ФЕЕР

методологијата за Македонската економија.

Во оваа студија ФЕЕР-от на денарот е пресметан преку пристапот на парцијален

еквилибриум, според модел на тековната сметка кој се апстрахира од останатите

сектори на економијата. Сепак, во трудот моделирана е само трговијата, поточно само

обемот на трговијата, а останатите фактори – цените на извозот и увозот,

трансферите и доходот, се третирани како егзогени инпути во моделот. Ваквиот

пристап е особено проблематичен имајќи го предвид значењето на некои од овие

фактори, посебно нето трансферите.

24 На пример, Smidkova (1998) наоѓа преценетост на Чешката круна и во рестриктивните сценарија

помеѓу 2%-8,5% во 1996, Smidkova et al. (2002) наоѓаат девијации од отприлика 10%, 20%, 20% и 30% за

Чешка, Полска, Естонија и Унгарија, соодветно, Egert и Lahreche-Revil (2003) наоѓаат девијации од 10%

за Унгарија, 15% за Чешка и 10% за Словачка.

67

Понатаму, моделот на трговијата сам по себе има недостатоци. Иако коефициентите

на трговските равенки т.е. извозната и увозната регресија добиени според двете

техники на естимација се слични и сосема логични, неколку работи треба да се

посочат. Кај АРДЛ пристапот, при тестирањето на постоењето на долгорочна врска

помеѓу варијаблите, резултатите во извозната регресија се недефинитивни. Уште

повеќе, резултатите беа зависни од вклучувањето на дами варијабли во двете регресии

и кај извозот и кај увозот. На малку поконцептуално ниво, а во врска со техниките на

естимација, употребата на техники на коинтеграција за временски серии од 8 години е

дискутабилно.

Краткиот временски период е директно условен од нерасполагањето со податоци за

претходните и следните периоди. Што се однесува до податоците, цените за увозот не

беа достапни за 4 од позначајните трговски партнери и ППИ индексот на САД беше

употребен при дефлационирање на сериите. Иако ова беше аргументирано како

веројатно најдобрата апроксимација, вреди да се нагласи дека анализата можеби ќе

беше поинаква доколку се располагаше со податоци. Исто така, дискутабилен е

квалитетот на податоците за домашниот БДП, имајќи во предвид дека е пресметан

како БДП во тековниот период по цени од 1997 година.

Следната критика се однесува на варијаблата за странската активност, која што беше

конструирана како пондериран просек од увозот на најголемите трговски партнери по

примерот на Genorio и Kozamernik (2004). Прво, прашање е дали БДП на трговските

партнери не би бил подобра мерка за економската активност, особено заради тоа што

домашниот БДП беше земен како мерка на домашната активноста. Недостапноста на

податоци за БДП е еден од факторите кој налага користење на увозот како мерка за

активноста. Исто така, динамиката во варијаблата конструирана на овој начин е

определена од динамиката на најголемите земји кои беа вклучени (на пример, САД),

додека побарувачката за македонскиот извоз е веројатно определена од помалите земји

(Србија и Црна Гора и Грција, на пример). Следствено, можно е трендовите во

варијаблата да не ги рефлектираат најреално трендовите во побарувачката за

македонски производи.

68

Следна варијабла која отвара простор за дискусија е варијаблата на реалниот

ефективен девизен курс. Иако е превземена од МФС на ММФ, начинот на кој е

конструирана, односно валутите вклучени и пондерите доделени на секоја од нив, не е

познат, што оневозможува декомпонирање на ФЕЕР-от во билатерални девизни

курсеви. Исто така, факторите кои го условуваат движењето на варијаблата на

реалниот ефективен девизен курс не се познати, што понатаму ја ограничува

анализата. Подобро решение би било да се конструира варијаблата на реалниот

ефективен девизен курс; ова всушност упатува на едно можно подобрување на

студијата, ако некогаш биде ревидирана.

Адекватноста на ФЕЕР концептот како метод за оценување на курсот на

транзиционите економии е анализирана од страна на Maeso-Fernandez et al. (2005).

Тие посочуваат неколку потенцијални проблеми при користењето на овој метод во

транзиционите економии. Прво, определувањето на таргетот за тековната сметка врз

основа на трендови од минатото е дискутабилно. Второ, утврдувањето на условот за

внатрешната рамнотежа е исто така проблематично кај овие земји, од причина што

ХП филтерот не е најадекватното решение за кратки временски серии

карактеризирани со многу структурни промени. Трето, во голем број студии

пресметаните еластичности на трговијата се покажуваат како нелогични или

инсигнификантни. На крајот, ФЕЕР концептот е соодветен за економии кои

флуктуираат околу рамнотежното ниво, додека транзиционите економии најверојатно

се наоѓаат во процес на приближување кон рамнотежата во анализираниот период.

Сепак, некои од овие проблеми не може да се забележат во овој труд. Трговските

коефициенти се сигнификантни, логични и робустни. Таргетот за тековна сметка од

1% и 2% од БДП, како услов за надворешна рамнотежа, е исто така заснован на

уверливи аргументи. Трговскиот дефицит можеби не упатува на тоа, но сликата не е

потполна доколку не се земат во предвид и трансферите.

Попроблематично е прашањето околу интерната рамнотежа. Нереално е да се очекува

дека серијата што ќе се добие кога актуелните вредности на БДП ќе бидат

филтрирани со ХП филтерот соодветствува на вредностите на БДП при природната

69

стапка. Стапката на невработеност во текот на целиот период, сепак, се движи околу

34%. Високата невработеност не е иманентен проблем само за Македонија, всушност

високите стапки на невработеност се карактеристика на многу транзициони економии.

Високата стапка на невработеност, сепак не го негира ФЕЕР концептот како адекватен

метод за транзиционите економии, од причина што природната стапка т.е. НАИРУ,

може исто така да биде висока25.

На крајот, го отфрламе прашањето за адекватноста на ФЕЕР методот за оценување на

курсот на денарот како надвор од опфатот на оваа анализа. Всушност, анализава беше

спроведена како да е адекватен. Не толку поради нашата убеденост во ова; многу

повеќе поради нашата убеденост во еден друг труизам – дека скептицизмот во врска со

адекватноста на било кој метод може да води единствено кон отсуство на истражувања.

25 Borowski et al. (2004), на пример, спомнуваат дека актуелната невработеност во Полска е 18%, додека

НАИРУ стапката е проценета на околу 14-15%

70

ПОГЛАВЈЕ 4

Главни наоди, заклучоци и препораки за понатамошно истражување

Концептот на фундаментален рамнотежен девизен курс за прв пат во економската

литература се сретнува во рамки на предлозите за глобална меѓународна

координација. Сепак, тој е во суштина аналитичко средство за проценка на

вистинскиот паритет на валутата, па затоа ФЕЕР пресметките најчесто се сретнуваат

во литературата како дел од подготовките за приклучување кон ЕУ, односно ЕРМ.

Горенаведениот мотив, како и да е, не стои зад овој труд. Трудов е мотивиран од

курсот на денарот и од дебатата во економските кругови во врска со истиот. Имено,

како резултат на високите и растечки трговски дефицити, многумина го делат

мислењето дека денарот е преценет. Во отсуство на аргументи засновани на економски

истражувања, дебатата е фундирана на субјективни мислења и проценки. Колку и да е

ограничена можноста за оспорување на нивниот придонес кон науката, мислењата и

проценките ја немаат валидноста на научните истражувања. Оттука и првиот мотив зад

овој труд, да даде придонес кон пополнување на оваа празнина. Вториот мотив е од

чиста академска природа - да поттикне понатамошни истражувања на темава.

Фактот дека е магистерска теза ги ограничува фокусот и амбициите на трудов. Негова

цел не е да тврди дека денарот е преценет или дека не е. Целта е да се покаже како

еден од методите кој може да се најде во литературата на оваа проблематика, методот

на фундаментален рамнотежен девизен курс, може да се примени на случајот на

Македонија. Оттука сосема е јасна структурата на трудот: прво се објаснува концептот,

потоа се разгледуваат неговите аналитички поставки, следно, се дава преглед на

литературата на тема емпириска апликација на методот и на крајот еден од пристапите

кој се сретнува во литературата е применет со цел да се пресмета фундаменталниот

рамнотежен девизен курс на Македонскиот денар за периодот 1998-2005.

Користејќи востановена методологија за пресметка на фундаменталниот рамнотежен

девизен курс, применета на повеќе наврати, и водејќи сметка за познатите нејаснотии

во врска со истата, преку презентирање на алтернативни пресметки, најзначајните

резултати од анализата презентирана во овој труд се сумирани на следниот начин:

71

1) Генерално, реалниот ефективен девизен курс на денарот е во согласност со

фундаменталниот рамнотежен девизен курс, со девијации кои надминуваат 5%

само во еден квартал, и тоа само за три од осумте финални алтернативни

пресметки. Следствено, ценовната конкурентност не е инхибирана.

2) Пресметките се покажаа најсензитивни кон претпоставките во врска со

доходовната еластичност на извозот, односно увозот. Двата метода на

естимација кои беа применети за добивање на трговските еластичности, сепак,

резултираа во слични, и уште побитно, разумни резултати, па затоа исклучена

е можноста за поголеми девијации како последица на неточно пресметани

трговски еластичности.

3) Варијаблата која се покажа како критична при калкулациите се нето тековните

трансфери. Затоа, посебно внимание треба да се обрне на начинот на кој тие

би биле вклучени во моделот. Во овој труд нето тековните трансфери се

моделирани на начин кој често пати се сретнува во литературата. Следствено,

рамнотежните нето тековни трансфери бележат значителен пораст во

подоцнежните периоди. Без подетално истражување на причините за

порастот, сметаме дека ова е единствениот соодветен начин за моделирање на

трансферите.

4) Фундаменталниот рамнотежен девизен курс на денарот манифестира

тенденција да апресира. Апресијацијата се должи на порастот кај нето

трансферите. Ова е во согласност со економската теорија, затоа што е добро

познато дека валутата на земја која се соочува со пораст на капиталните

приливи ќе тежнее да апресира.

5) Реалниот ефективен девизен курс на денарот, во спротивност, тежнее да

депресира во последните три квартала. Како резултат на спротивните

тенденции, реалниот курс е под фундаменталниот во последните два периода,

за сите осум алтернативи т.е. денарот е потценет. И покрај тоа што ниту една

од девијациите сеуште не надминува 5%, неопходно е да се посвети повеќе

72

внимание на потенцијалната опасност од потценетоста на валутата во случај

истите трендови да продолжат и во иднина.

Што се однесува до нето тековните трансфери, природата и причините за нивната

динамика сеуште не се доволно истражени, барем не до знаењето на авторот. Сепак

може да се забележи дека најголемиот дел од нив се приливи од менувачкото работење

(61% во 2004 и 68% во 2005), и дека токму оваа компонента во целост придонесува за

драматичниот пораст. Дел од трансферите на иселениците не е евидентиран во

официјалните дознаки и следствено, најверојатно е вклучен во приливите од

менувачко работење. Сепак, тешко е да се заклучи дека овие трансфери би

детерминале така значаен пораст во нето тековните трансфери. Пологично

објаснување е дека дел од неевидентираниот извоз потпаѓа под менувачкото работење

(Markiewicz, 2006). Исто така, можно е дел од менувачкото работење да репрезентира и

неевидентирани инвестиции (Gutierrez, 2006). На крајот, во 2004. и 2005. година

забележителен е пораст на бројот на лица кои работат во странство, и следствено

можно е нивните примања да детерминираат дел од порастот на нето тековните

трансфери.

Фундаменталниот ефективен девизен курс по дефиниција е оној курс кој би се

појавил кога економијата би била во состојба на внатрешна и надворешна рамнотежа.

Оставајќи го на страна екстерниот еквилибриум, интерниот еквилибриум се дефинира

како состојба кога економијата оперира на НАИРУ. Токму одовде доаѓа првата,

веројатно и најголемата, критика на овој труд. Не е реално да се тврди дека

Македонската економија во анализираниот периодот функционира на НАИРУ – со

ниски стапки на инфлација, без сомнение, но со екстремно високи стапки на

невработеност. Следствено, аргументот дека методот на фундаментален рамнотежен

девизен курс не е во целост адекватен за Македонија изгледа разумен. Меѓутоа, ако

еден применет економист размислува на овој начин, тој би останал со само неколку,

веројатно не премногу предизвикувачки феномени за истражување. Најверојатно ова е

мотивот кој стои зад пресметката на фундаменталниот рамнотежен девизен курс и во

други земји со високи стапки на невработеност. Два примера се Полска (Rubaszek,

2005) и Хрватска (Gattin-Turkalj, 2005).

73

Фундаменталниот ефективен девизен курс во овој труд беше пресметан со примена на

пристапот на парцијален еквилибриум, според кој се моделира само тековната сметка,

не и останатите сектори на економијата. Во овој труд, сепак, само трговијата беше

моделирана, поточно, само обемот на трговијата. Цените на трговијата, помеѓу

останатото, не беа моделирани, туку беа вклучени како егзогени инпути. Иако ова

можеби го поткопува квалитетот на добиените естимации, сепак и укажува на еден

сегмент од анализата кој би можел во иднина да биде унапреден. За моделирање на

трговските цени потребно е само да се провери кои пристапи се користат во

литературата, на пример Wren-Lewis и Driver (1998).

Како што е погоре нагласено, овој труд не тврди дека денарот е врамнотежен или не.

Сметаме дека би било преамбициозно да се тврди такво нешто со еден магистерски

труд. Ако некој, сепак, има такви намери, би морал да земе во предвид уште неколку

методи кои се користат за истата цел. Првиот е, без сомнение, концептот на паритет

на куповна моќ, којшто сепак не би требало да служи за повеќе од илустрација, од

причини претходно наведени. Во никој случај не би требало да се заборави на

следниот најпопуларен концепт на рамнотежен девизен курс – бихејвиористичкиот

рамнотежен девизен курс (Behavioural Equilibrium Exchange Rate) елабориран од

страна на Clark and MacDonald (1998). Како предности на овој концепт се наведуваат

неговата транспарентност и некористењето на нормативни претпоставки (MacDonald

1999). Следниот метод за кој може да се размисли е НАТРЕКС (NATREX) методот,

развиен од страна на Stein (1990, 1994), кој е доста сличен на бихејвиористичкиот

рамнотежен девизен курс. На крајот, некому може да му се види интересен методот на

рамнотежен реален девизен курс (Equilibrium Real Exchange Rate), развиен од страна

на Edwards (1994) и Elbadawi (1994), и наменет првенствено за неиндустриски земји.

74

Референци

Abel, A. and O. J. Blanchard (1983), “An Intertemporal Equilibrium Model of Saving and

Investment", Econometrica, 51, 3, pp. 672-695 Artus, J. R. (1978), “Methods of Assessing the Long-Run Equilibrium Value of an Exchange Rate”,

Journal of International Economics, Vol. 8, pp. 277-299 Balassa, B. (1964), “A Purchasing Power Parity Doctrine: A Reappraisal”, Journal of Political Economy,

Vol. 72, No.6 Bayoumi, T., P. Clark, S. Symansky and M. Taylor (1994), “The Robustness of Equilibrium Exchange

Rate Calculations to Alternative Assumptions and Methodologies”, in Estimating Equilibrium Exchange Rates, ed. Williamson, John, Institute for International Economics, Washington D.C., pp. 19-59

Bergsten, C. F. and J. Williamson (1983), “Exchange Rates and Trade Policy” in Trade Policy in the

1980s, ed. W.R. Cline, Institute for International Economics, Washington D.C. Borowski, J., A. Czogala and A. Czyzewski (2004), “Looking Towards the ERM II Cebtral Parity:

The Case of Poland”, Economie internationale 102, pp. 9-31.

Breuer, J. B. (1994), “An Assessment of the Evidence on Purchasing Power Parity” in Estimating Equilibrium Exchange Rates, ed. J. Williamson, Institute for International Economics, Washington D.C., pp. 245-277

Cassel, G. (1922), “Money and Foreign Exchange after 1914”, Constable, London Chinn, M. I. Hito (2005), “Current Account Balances, Financial Development, and Institutions:

Assaying the World “Savings Glut””, NBER Working Paper 11761. Christiano, L. J., and T. J. Fitzgerald (2003), “The Band Pass Filter”,

International Economic Review, 44, (2), pp. 435–465. Clark, P. B. and R. MacDonald (1998), “Exchange Rates and Economic Fundamentals: A

Methodological Comparison of BEERs and FEERs”, IMF Working Paper 98/00, Washington

75

Costa, S. (1998), “Determination of the Equilibrium Real Exchange Rate for the Portuguese Economy Using the FEER”, Economic Bulletin, Banco de Portugal

Coudert, V. and C. Couharde (2002), “Exchange Rate Regimes and Sustainable Parities for CEECs in

the Run-up to EMU Membership”, CEPII Working Paper No. 2002-15 Doisy, N. and K. Herve (2001), “The Medium and Long-Term Dynamics of the Current Account

Positions in the Central and Eastern European Countries: What are the Implications for their Accession to the European Union and the Euro Area?”, mimeo

Dolado, J. J. and J. M. Vinals (1991), “Macroeconomic policy, external targets and constraints: the

case of Spain”, in External constraints on macroeconomic policy: the European experience, eds. G. S. Alogoskoufis and R. L. Portes, Cambridge University Press, 304-338

Driver, R. and P. Westaway (2003), “Concepts of Equilibrium Exchange Rates”, Bank of England

Working Papers No. 248 Driver, R. and S. Wren-Lewis (1999), “FEERs: A Sensitivity Analysis”, in Equilibrium Exchange Rates,

ed(s) R. MacDonald and J. Stein, Kluwer Academic Publishers Edwards, S. (1994), “Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rate Behaviour: Theory

and Evidence from Developing Countries”, in Estimating Equilibrium Exchange Rates, ed. J. Williamson, Institute for International Economics, Washington D.C., pp. 61-91

Egert, B. and A. Lahreche-Revil (2003), “Estimating the Fundamental Equilibrium Exchange Rate of

Central and Eastern European Countries the EMU Enlargement Perspective”, CEPII Working Paper No. 2003-05

Elbadawi, I. A. (1994), “Estimating Long-Run Equilibrium Real Exchange Rates”, in Estimating

Equilibrium Exchange Rates, ed. J. Williamson, Institute for International Economics, Washington D.C., pp. 93-131

Enders, W. (1995), “Applied Econometric Time Series”, John Wiley and Sons, New York Faruqee, H., P. Isard and P. R. Masson (1999), “A Macroeconomic Balance Framework for

Estimating Equilibrium Exchange Rates” in Equilibrium Exchange Rates, ed(s) R. MacDonald and J. L. Stein, Kluwer Academic Publishers, pp. 103-133

76

French, M. W. (2001), “Estimating Changes in Trend Growth of Total Factor Productivity: Kalman and H-P filters Versus a Markov-Switching Framework”, FEDS Working Paper No. 2001-44

Frenkel J. A. and M. Goldstein (1986), “A guide to target zones”, NBER Working Paper No. W2113

Froot, K. A. and K. Rogoff (1995), “Perspectives on PPP and Long-run Real Exchange Rates” in Handbook of International Economics, Vol. 3, ed(s) R. W. Jones and P. B. Kenen, North Holland, Amsterdam, pp 1647-1688

Gattin-Turkalj, K. (2005), “Estimates of the Fundamental Equilibrium Exchange Rate of Kuna”, in The Eleventh Dubrovnik Economic Conference, 29 June-2 July 2005, Dubrovnik

Genorio, H. and D. Kozamernik (2004), “FEER Estimates – The Slovenian Case”, Prikazi in Analize

No. XII/1, Bank of Slovenia Giorno, V., P. Richardson, D. Roseveare and P. van den Noord (1995), “Potential Output, Output

Gaps and Structural Budget Balances”, OECD Economic Studies, No.24, 1995/1 Goldstein, M. and M. S. Khan (1985), “Income and Price effects in Foreign Trade”, in R. W. Jones

and P. B. Kenen, eds., Handbook of International Economics, Vol. II, North-Holland Publishing Co.

Gutierrez, E. (2006), “Export Performance and External Competitiveness in the former Yugoslav

Republic of Macedonia”, IMF Working Papers, WP/06/261 Harris, R. and R. Sollis (2003), “Applied Time Series Modelling and Forecasting”, John Wiley and

Sons Hodrick , R. J. and E. C. Prescott (1997), “Postwar U.S. Business Cycles: An Empirical

Investigation”, Journal of Money, Credit & Banking, Vol. 29

Houthakker, H. S. and S. P. Magee (1969), “Income and Price Elasticities in World Trade”, The

Review of Economics and Statistics, Vol. 51, No. 2, pp. 111-125 Iacobucci, A. and A. Noullez (2005), “A Frequency Selective Filter for Short-Length Time Series”,

Computational Economics, 25, pp. 75–102

77

Isard, P., H. Faruqee, R. Kincaid and M. Fetherston (2001), “Methodology for Current Account and Exchange Rate Assessments,” IMF Occasional Paper No. 209

Johansen, S. (1988), “Statistical Analysis of Cointegration Vectors", Journal of Economic Dynamics and

Control 12, pp. 231-254. Johansen, S. (1991), “Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian

Vector Autoregressive Models”, Econometrica, 59, (6), pp. 1551-1580 Johansen, S. (1992), “Determination of Cointegration Rank in the Presence of a Linear Trend”,

Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 54, (3), pp. 383-397 Johnson, H. G. (1954), “Increasing Productivity, Income-Price Trends, and the Trade Balance”, The

Economic Journal, Vol. 64, No. 255, pp. 462-485 MacDonald, R. (1999, “What Do We Really Know about Real Exchange Rates?”, in Equilibrium

Exchange Rates, ed(s) R. MacDonald and J. Stein, Kluwer Academic Publishers, pp. 19-65 Markiewitz, M. (2006), “Migration and Remittances in Macedonia”, Center for Economic Analyses,

Skopje Monahan, J. F. (2001), “Numerical Methods of Statistics”, Cambridge University Press Народна Банка на Република Македонија (1998-2005), “Годишен извештај” Државен Завод за Статистика на Република Македонија (1998-2005), “Статистички годишник” Officer, L. H. (1982), “Purchasing Power Parity and Exchange Rates: Theory, Evidence and

Relevance”, CT: JAI Press, Greenwich Officer, L. H. (2006), “Purchasing Power Parity: From Ancient Times to World War II”, Economic

History Services, EH.Net (forthcoming) Perron, P. (1989), “The Great Crash, the Oil Price Shock, and the Unit Root Hypothesis”,

Econometrica, Vol. 57, No. 6, pp. 1361-1401

78

Pesaran, M. H. and B. Pesaran (1997), “Working with Microfit 4: Microfit 4 User Manual”, Oxford University Press

Pesaran, M. H. and Y. Shin (1997), “An Autoregressive Distributed Lag Modeling Approach to

Cointegration Analysis”, Cambridge Working Papers in Economics, No. 9514 Pesaran, M. H., Y. Shin and R. J. Smith (2001), “Bounds testing approaches to the analysis of level

relationships”, Journal of Applied Econometrics, Vol. 16, Issue 3 , pp. 289 - 326 Piscitelli, L. and P. Westaway (2003), “FEER Computation: A Model Based Approach”, in

EcoMod2003, International Conference on Policy Modeling, 3-5 July 2003, Istanbul Pugh, G. and D. Tyrrall (2002), “Will the Single Currency Promote Intra-European Trade?”, European

Business Journal, Vol. 14, No. 3, pp. 150-157 Pugh, G., D. Tyrrall and L. Tarnawa (1999), “Exchange Rate Variability, International Trade and the

Single Currency Debate: a Survey”, in Economic Policy in the European Union: Current Perspectives, ed. W. Meeusen, Edward Elgar, Cheltenham, UK

Rose, A. K. (2000), “One Money, One Market: Estimating the Effect of Common Currencies on

Trade”, Economic Policy, 30, pp. 9-45. Rubaszek, M. (2005), “Fundamental equilibrium exchange rate for the Polish zloty”, Materialy i

Studia Paper No. 35, National Bank of Poland Smidkova, K. (1998), “Estimating the FEER for the Czech Economy”, Czech National Bank

Working Paper No. 87 Smidkova, K., R. Barrell and D. Holland (2002), “Estimates of Fundamental Real Exchange Rates

for the Five EU Pre-Accession Countries”, Czech National Bank Working Paper Series No. 3 Stein, J. L. (1994), “The Natural Real Exchange Rate of the US Dollar and Determinants of Capital

Flows”, in Estimating Equilibrium Exchange Rates, ed. J. Williamson, Institute for International Economics, Washington D.C., pp. 133-175

Stein, J. R. (1990), “The Real Exchange Rate”, Journal of Banking and Finance, Vol. 14, No. 5, Special

Issue, pp. 1045-1078

79

Stein, J. R. and G. Paladino (1999), “Exchange Rate Misalignments and Crises” CESifo Working Paper No. 205

Williamson, J. (1983), “The Exchange Rate System”, Policy Analyses in International Economics No.

5, Institute for International Economics, Washington D. C.

Williamson, J. (1991), “FEERs and the ERM”, National Institute Economic Review, No. 137, pp. 45-50

Williamson, J. (1994), “Estimates of FEERs”, in Estimating Equilibrium Exchange Rates, ed. J. Williamson, Institute for International Economics, Washington D.C., pp. 177-243

Williamson, J. and M. Mahar (1998), “Current Account Targets”, Appendix A, in Wren-Lewis, S. and

R. L. Driver (1998), “Real Exchange Rates for the Year 2000”, Policy Analyses in International Economics No. 54, Institute for International Economics, Washington D.C.

Williamson, J. and M. H. Miller (1987), “Targets and Indicators: A Blueprint for the International

Coordination of Economic Policy”, Policy Analyses in International Economics No. 22, Institute for International Economics, Washington D.C.

Wren-Lewis, S. (1992), “On the Analytical Foundations of the Fundamental Equilibrium Exchange

Rate”, in Macroeconomic Modeling of the Long-Run, ed. C. P. Hargreaves, Edward Elgar, pp. 75-93 Wren-Lewis, S. and R. L. Driver (1998), “Real Exchange Rates for the Year 2000”, Policy Analyses in

International Economics No. 54, Institute for International Economics, Washington D.C. Wren-Lewis, S., P. Westaway, S. Soteri and R. Barrell (1990), “Choosing the rate: an analysis of the

optimum level of entry for sterling into the ERM”, NIESR Discussion Paper No. 171 Wren-Lewis, S., P. Westaway, S. Soteri and R. Barrell (1991), “Evaluating the UK's Choice of Entry

Rate into the ERM”, Manchester School Money Study Group Conference, Vol. 59, pp. 1-22 Yotopoulos, P. A. and Y. Sawada (2005), "Exchange Rate Misalignment: A New Test of Long-Run

PPP Based on Cross-Country Data," CIRJE Discussion Paper F-318, Faculty of Economics, University of Tokyo

i

AНЕКС 1: ПОДАТОЦИ Период

БДП на

Македо нија,

индекс. броеви

Стран ска

побару вачка, индекс. броеви

РЕДК на

денар, индекс. броеви

Цени на

извоз, индекс. броеви

Цени на

увоз, индекс. броеви

Тековна сметка, реална,

мил. долари

Обем на

извоз

Обем на

увоз

Нето доход, реален,

мил. долари

Нето тековни транс фери

реални, мил.

долари

ППИ на

САД, индекс. броеви

1998кв1 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 -85,938 294,634 408,907 -14,049 41,623 0,973

1998кв2 1,040 1,035 0,994 1,000 0,998 -62,777 338,039 489,065 -3,415 88,229 0,972

1998кв3 1,048 1,024 0,969 0,990 0,990 -18,712 344,454 461,569 -19,880 112,879 0,967

1998кв4 1,091 1,099 1,016 1,010 0,986 -111,281 333,410 568,500 -9,086 119,386 0,961

1999кв1 0,997 1,060 1,006 0,984 0,940 -25,256 258,136 367,626 -13,982 78,819 0,954

1999кв2 1,069 1,114 0,959 0,915 0,919 38,130 273,746 397,028 -3,365 124,444 0,969

1999кв3 1,137 1,115 0,952 0,920 0,918 29,684 373,296 519,348 -20,804 144,061 0,987

1999кв4 1,158 1,195 0,996 0,920 0,941 -74,843 373,178 625,940 -5,153 126,307 0,996

2000кв1 1,116 1,187 0,993 0,901 0,978 -109,792 367,543 620,780 -21,015 144,198 1,009

2000кв2 1,133 1,231 1,020 0,863 0,933 15,067 368,032 515,579 -3,533 148,176 1,027

2000кв3 1,149 1,232 1,011 0,893 0,941 21,501 386,461 499,892 -20,231 132,411 1,040

2000кв4 1,160 1,310 0,997 0,840 0,937 0,505 391,169 571,451 0,247 170,156 1,055

2001кв1 1,045 1,240 1,016 0,857 1,031 -28,813 340,040 387,857 -15,362 77,212 1,072

2001кв2 1,089 1,237 1,010 0,673 1,025 -104,774 424,690 407,966 -3,188 44,823 1,060

2001кв3 1,076 1,188 1,000 0,705 1,063 -65,099 421,082 357,549 -16,775 47,068 1,038

2001кв4 1,143 1,256 0,999 0,707 0,946 -33,846 400,846 523,469 -3,436 162,363 1,007

2002кв1 1,032 1,181 0,998 0,823 0,926 -105,226 296,523 479,879 -17,356 100,866 1,003

2002кв2 1,085 1,265 1,008 0,866 0,986 -61,215 305,120 468,601 -4,469 124,165 1,018

2002кв3 1,084 1,260 0,999 0,911 1,034 -38,948 334,992 474,908 -10,696 140,673 1,025

2002кв4 1,188 1,329 1,004 0,902 1,163 -144,942 334,606 513,968 3,023 122,362 1,036

2003кв1 1,050 1,281 1,006 0,990 1,106 -97,444 297,548 481,740 -7,401 120,538 1,074

2003кв2 1,118 1,321 1,030 1,039 1,074 -33,079 343,506 542,077 -10,979 173,198 1,067

2003кв3 1,143 1,317 1,017 1,035 1,091 32,094 327,471 505,295 -10,052 211,354 1,074

2003кв4 1,203 1,438 1,031 1,074 1,125 -40,104 350,519 568,634 -1,006 183,862 1,084

2004кв1 1,086 1,393 1,047 1,045 1,094 -96,299 350,346 563,837 1,093 135,973 1,107

2004кв2 1,171 1,457 1,022 1,018 1,096 -152,743 361,461 653,757 -32,312 172,253 1,138

2004кв3 1,196 1,457 1,013 1,064 1,135 -4,190 416,579 623,789 -10,449 211,028 1,149

2004кв4 1,244 1,563 1,032 1,069 1,221 -110,659 466,305 728,626 7,122 172,331 1,171

2005кв1 1,117 1,457 1,021 1,126 1,314 -17,737 427,975 533,525 0,515 146,037 1,183

2005кв2 1,229 1,551 1,004 1,090 1,348 -95,134 470,255 666,492 -17,615 231,057 1,167

2005кв3 1,245 1,527 0,997 1,095 1,344 66,347 463,691 575,723 -37,922 289,483 1,181

ii

АНЕКС 2: ТЕСТОВИ ЗА СТАЦИОНАРНОСТ Нултата хипотеза во сите тестови е дека серијата е нестационарна. Тест статистика пониска од критичната вредност (во апсолутен износ) на одредено ниво означува доволно докази за одбивање на хипотезата на тоа ниво, и спротивно. СЕРИЈА НА ОБЕМ НА ИЗВОЗ

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

AДФ (константа вклучена)

-2.264 -3.716 -2.986 -2.624 р вредност на тестот за сериска корелација =

.713* AДФ-ГЛС -2.739 -3.770 -3.336 -3.011

AДФ-ПЕРОН ** -4.922 -4.45 р вредност на тестот за сериска корелација =

.476* ПП -2.192 -3.716 -2.986 -2.624

* Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови ** Критичната вредност е од Табела IV-A (PERRON, 1989, стр. 1376). Време на промената е 55% од примерокот. Критичните вредности на другите нивоа не се прикажани, затоа што се помали од прикажаната. СЕРИЈА НА ОБЕМ НА УВОЗ

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

AДФ (константа вклучена)

-3.393 -3.716 -2.986 -2.624 р вредност на тестот за сериска корелација =

.558* AДФ-ГЛС -2.732 -3.770 -3.336 -3.011

ПП -3.408 -3.716 -2.986 -2.624 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови СЕРИЈА НА ДОМАШНИОТ БДП

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

AДФ (константа и 4 лага

вклучени)

-2.564 -4.371 -3.596 -3.238 р вредност на тестот за сериска корелација =

.259* AДФ-ГЛС -2.157 -3.770 -3.082 -2.764

ПП -3.435 -3.716 -2.986 -2.624 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови

iii

СЕРИЈА НА СТРАНСКАТА ПОБАРУВАЧКА Тест

статистика 1%

критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

AДФ (константа, 4 лага и тренд вклучени; трендот сигнифик.

на 5%)

-3.462 -4.371 -3.596 -3.238 р вредност на тестот за сериска корелација =

.286*

АДФ-ГЛС -3.113 -3.770 -3.082 -2.764 ПП -1.130 -3.716 -2.986 -2.624

* Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови СЕРИЈА НА РЕАЛНИОТ ЕФЕКТИВЕН ДЕВИЗЕН КУРС

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

ДФ (без константа и

лагови)

-2.941 -2.652 -1.950 -1.602 р вредност на тестот за сериска корелација =

.614* AДФ-ГЛС -3.766 -3.770 -3.336 -3.011

ПП -2.957 -3.716 -2.986 -2.624 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови СЕРИЈА НА ПРОМЕНИТЕ ВО ОБЕМОТ НА ИЗВОЗ

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

ДФ (без константа и

лагови)

-5.868 -2.652 -1.950 -1.602 р вредност на тестот за сериска корелација =

.404* AДФ-ГЛС -4.913 -3.770 -3.348 -3.020

ПП -6.224 -3.723 -2.989 -2.625 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови

СЕРИЈА НА ПРОМЕНИТЕ ВО ОБЕМОТ НА УВОЗ

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

ДФ (без константа и

лагови)

-8.442 -2.652 -1.950 -1.602 р вредност на тестот за сериска корелација =

.342* AДФ-ГЛС -3.324 -3.770 -3.348 -3.020

ПП -11.986 -3.723 -2.989 -2.625 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови

iv

СЕРИЈА НА ПРОМЕНИТЕ ВО СТРАНСКАТА ПОБАРУВАЧКА Тест

статистика 1%

критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

АДФ (константа и 2 лага

вклучени)

-4.028 -3.736 -2.994 -2.628 р вредност на тестот за сериска корелација =

.118* AДФ-ГЛС -3.990 -3.770 -3.348 -3.020

ПП -9.397 -3.723 -2.989 -2.625 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови СЕРИЈА НА ПРОМЕНИТЕ ВО ДОМАШЕН БДП

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

ДФ (без константа и

лагови)

-9.516 -2.652 -1.950 -1.602 р вредност на тестот за сериска корелација =

.000* AДФ-ГЛС -5.308 -3.770 -3.348 -3.020

ПП -14.617 -3.723 -2.989 -2.625 * Вклучувањето дполнителни лагови не помогна да се елимира проблемот на сериска корелација СЕРИЈА НА ПРОМЕНИ ВО РЕАЛНИОТ ЕФЕКТИВЕН ДЕВИЗЕН КУРС

Тест статистика

1% критична вредност

5% критична вредност

10% критична вредност

Коментар

ДФ (без константа и

лагови)

-6.709 -2.655 -1.950 -1.601 р вредност на тестот за сериска корелација =

.151* AДФ-ГЛС -6.649 -3.770 -3.348 -3.020

ПП -7.156 -3.723 -2.989 -2.625 * Означува дека нема потреба од вклучување на дополнителни лагови

v

AНЕКС 3: АРДЛ ЕСТИМАЦИЈА НА ТРГОВСКИТЕ РАВЕНКИ

Одредување на максималниот број на лагови во АРДЛ-от

Зависна варијабла: Промена во логаритамот на УВОЗОТ

1 лаг 2 лага 3 лага 4 лага

Константа 5.641 6.251 7.401 4.154

(3.43) (2.83) (2.62) (0.73)

Дами за кризата во 2001 -0.320 -0.332 -0.374 -0.333

(4.04) (3.65) (3.95) (3.55)

L. DLOGIM -0.035 0.004 0.194 -0.292

(0.15) (0.01) (0.52) (0.51)

L. DREER -2.213 -3.371 -1.729 -1.044

(1.64) (1.97) (0.71) (0.39)

L. DLGDP -1.364 -1.575 -3.052 1.035

(2.04) (1.45) (2.11) (0.53)

L. LOGIMDOL -0.934 -1.035 -1.243 -0.666

(3.40) (2.77) (2.60) (0.69)

L. LNREERI -1.145 -0.050 -0.982 2.794

(0.75) (0.02) (0.44) (1.00)

L. LNGDPI 2.209 2.401 3.921 0.302

(2.48) (1.72) (2.23) (0.10)

L2. DLOGIM 0.201 0.226 -0.429

(0.78) (0.72) (0.82)

L2. DREER -2.104 -1.904 -3.420

(1.32) (0.98) (1.46)

L2. DLGDP -0.425 -1.805 1.734

(0.55) (1.67) (1.04)

L3. DLOGIM 0.086 -0.309

(0.31) (0.80)

L3. DREER -1.148 -1.035

(0.67) (0.54)

L3. DLGDP -1.232 0.869

(1.58) (0.57)

L4. DLOGIM -0.442

(1.48)

L4. DREER -0.739

(0.44)

L4. DLGDP 2.358

(1.71)

Обзервации 29 28 27 26 СБЦ 11.50 7.21 4.65 6.77 АИЦ 16.96 14.54 13.72 17.47 Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .359 .653 .062 .027 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .109 .192 .179 .550 Тест за нормалност .612 .713 .886 .426 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .452 .551 .786 .400 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

vi

Зависна варијабла: Промена во логаритамот на ИЗВОЗОТ

1 лаг 2 лага 3 лага 4 лага

Константа 5.182 5.996 7.070 4.087 (5.19) (4.88) (3.76) (1.22) По 2001 дами -0.181 -0.219 -0.285 -0.155 (3.39) (4.09) (3.32) (1.11) L. DLOGEX 0.336 0.275 0.265 -0.112 (2.04) (1.61) (1.12) (0.26) L. DREER -0.786 0.502 2.306 -0.445 (0.75) (0.38) (1.12) (0.14) L. DFORDEM -1.415 -2.260 -2.467 -0.713 (3.38) (3.73) (3.55) (0.47) L. LOGEXDOL -0.918 -1.070 -1.273 -0.729 (5.21) (4.95) (3.83) (1.21) L. LNREERI -1.284 -3.021 -4.576 0.223 (0.95) (1.73) (2.06) (0.05) L. LNFD2I 1.465 2.010 2.743 1.163 (4.18) (4.87) (3.83) (0.79) L2. DLOGEX -0.002 -0.076 -0.232 (0.01) (0.37) (0.69) L2. DREER 0.194 1.006 -2.568 (0.18) (0.71) (0.80) L2. DFORDEM -0.850 -1.348 -0.296 (1.37) (1.48) (0.22) L3. DLOGEX -0.004 -0.106 (0.02) (0.40) L3. DREER 0.222 -1.348 (0.19) (0.76) L3. DFORDEM -0.619 0.991 (0.66) (0.59) L4. DLOGEX -0.083 (0.32) L4. DREER -1.688 (1.01) L4. DFORDEM 2.011 (1.23) Обзервации 29 28 27 26 СБЦ 22.66 20.58 16.58 12.45 АИЦ 28.13 27.90 25.65 23.14 Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .553 .246 .022 .047 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .783 .578 .247 .219 Тест за нормалност .733 .412 .175 .025 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .917 .446 .499 .900 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

vii

АРДЛ естимацијата на регересијата УВОЗОТ

АРДЛ (0, 0, 0) избран на база на Schwarz Bayesian Criterion (СБЦ) Константа 6.011 (138.72) LNGDPI 2.100 (6.06) LNREERI 1.196 (1.22) Дами 2001кв3 -0.285 (2.66)

Oбзервации 30

Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .497

Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .709

Тест за нормалност .585

Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .826

Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката АРДЛ естимацијата на регересијата ИЗВОЗОТ

АРДЛ (0, 0, 0) избран на база на Schwarz Bayesian Criterion (СБЦ) Константа 5.668 (149.44) LNFORDEMI 1.508 (7.92) LNREERI -2.243 (2.49) По 2001 дами -0.224 (5.72) Дами 1999кв1 -0.190 (2.42) Дами 1999кв2 -0.313 (3.84)

Oбзервации 30

Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .265

Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .280

Тест за нормалност .666

Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .096

Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

viii

АНЕКС 3: JOХАНСЕН ЕСТИМАЦИЈА НА ТРГОВСКИТЕ РАВЕНКИ Одредување на редот на ВАР моделот за УВОЗОТ Варијаблата во првиот ред е зависна ВАР(1) LOGIMDOL LNREERI LNGDPI

Константа 4.972 -0.180 0.186 (2.96) (0.98) (0.30) Дами 2001кв3 -0.314 -0.000 -0.038 (1.86) (0.00) (0.61) L. LOGIMDOL 0.193 0.029 -0.019 (0.69) (0.93) (0.18) L. LNREERI -0.691 0.387 0.141 (0.45) (2.31) (0.25) L. LNGDPI 0.771 0.050 0.410 (0.93) (0.55) (1.36) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .353 .726 .002 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .468 .369 .279 Тест за нормалност .450 .878 .538 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .329 .798 .028 Oбзервации 30 30 30 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

ix

ВАР(2) LOGIMDOL LNREERI LNGDPI

Константа 4.375 -0.087 -0.680 (2.11) (0.37) (1.04) Дами 2001кв3 -0.258 0.006 -0.006 (1.51) (0.29) (0.11) L. LOGIMDOL 0.218 0.021 -0.026 (0.73) (0.61) (0.27) L. LNREERI -3.362 0.282 -1.212 (1.77) (1.30) (2.02) L. LNGDPI 0.621 0.049 0.328 (0.70) (0.48) (1.18) L2. LOGIMDOL 0.060 -0.010 0.147 (0.20) (0.29) (1.59) L2. LNREERI 2.608 -0.058 1.289 (1.52) (0.30) (2.39) L2. LNGDPI 0.831 0.148 0.060 (1.00) (1.55) (0.23) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .856 .123 .166 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .051 .128 .720 Тест за нормалност .024 .963 .608 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .219 .147 .880 Oбзервации 29 29 29 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

x

ВАР(3) LOGIMDOL LNREERI LNGDPI

Константа 4.285 -0.191 -0.885 (1.51) (0.69) (0.96) Дами 2001кв3 -0.168 0.024 -0.007 (0.83) (1.22) (0.11) L. LOGIMDOL 0.234 0.041 -0.005 (0.67) (1.19) (0.04) L. LNREERI -2.975 0.378 -1.208 (1.40) (1.82) (1.76) L. LNGDPI 0.808 0.021 0.200 (0.68) (0.18) (0.52) L2. LOGIMDOL 0.247 0.027 0.139 (0.66) (0.75) (1.15) L2. LNREERI 2.831 -0.027 1.128 (1.22) (0.12) (1.50) L2. LNGDPI 0.517 0.049 0.048 (0.52) (0.51) (0.15) L3. LOGIMDOL -0.182 -0.037 0.022 (0.53) (1.12) (0.20) L3. LNREERI 1.037 0.301 0.243 (0.48) (1.44) (0.35) L3. LNGDPI -0.410 -0.085 -0.002 (0.42) (0.90) (0.01) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .300 .068 .177 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .443 .063 .516 Тест за нормалност .015 .993 .599 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .445 .869 .796 Oбзервации 28 28 28 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

xi

ВАР(4) LOGIMDOL LNREERI LNGDPI

Константа 6.485 0.251 -0.926 (1.62) (0.85) (0.95) Дами 2001кв3 -0.334 0.024 -0.077 (1.34) (1.29) (1.27) L. LOGIMDOL 0.157 0.042 0.073 (0.37) (1.34) (0.70) L. LNREERI -2.497 0.594 -0.827 (0.95) (3.06) (1.30) L. LNGDPI 1.001 0.042 -0.005 (0.73) (0.41) (0.02) L2. LOGIMDOL 0.015 -0.014 0.057 (0.03) (0.43) (0.52) L2. LNREERI 1.814 -0.165 0.391 (0.68) (0.83) (0.60) L2. LNGDPI 0.689 0.211 -0.180 (0.53) (2.21) (0.57) L3. LOGIMDOL 0.002 -0.032 0.044 (0.00) (1.06) (0.44) L3. LNREERI -0.785 0.465 -0.642 (0.26) (2.11) (0.88) L3. LNGDPI -0.429 -0.093 -0.052 (0.39) (1.15) (0.20) L4. LOGIMDOL -0.257 -0.041 -0.015 (0.67) (1.43) (0.16) L4. LNREERI 1.702 -0.419 0.489 (0.66) (2.21) (0.78) L4. LNGDPI 1.442 0.139 0.882 (1.25) (1.63) (3.15) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .081 .073 .054 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .618 .053 .746 Тест за нормалност .625 .530 .604 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .863 .756 .182 Oбзервации 27 27 27 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

xii

Одредување на редот на ВАР моделот за ИЗВОЗОТ Варијаблата во првиот ред е зависна

ВАР(1) LOGEXDOL LNREERI LNFD2I

Константа 4.697 0.003 0.024 (4.30) (0.02) (0.05) По 2001 дами -0.171 0.005 0.029 (2.76) (0.49) (0.94) Дами 1999кв1 -0.294 0.001 -0.059 (2.85) (0.08) (1.15) Дами 1999кв2 -0.158 -0.042 0.020 (1.44) (2.20) (0.38) L. LOGEXDOL 0.184 -0.001 0.003 (0.96) (0.04) (0.03) L. LNREERI -0.379 0.349 -0.139 (0.32) (1.70) (0.24) L. LNFD2I 0.960 0.026 0.822 (2.70) (0.43) (4.68) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .073 .048 .000 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .693 .718 .799 Тест за нормалност .182 .999 .742 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .103 .705 .150 Oбзервации 30 30 30 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

xiii

ВАР(2) LOGEXDOL LNREERI LNFD2I

Константа 5.392 0.042 0.348 (5.41) (0.19) (0.81) По 2001 дами -0.194 0.004 0.016 (3.67) (0.35) (0.69) Дами 1999кв1 -0.136 0.003 0.013 (1.38) (0.12) (0.30) Дами 1999кв2 -0.141 -0.040 0.007 (1.41) (1.88) (0.16) L. LOGEXDOL 0.312 -0.006 0.026 (1.61) (0.14) (0.31) L. LNREERI -1.353 0.364 -0.512 (1.21) (1.50) (1.05) L. LNFD2I 0.087 -0.036 0.201 (0.19) (0.38) (1.04) L2. LOGEXDOL -0.258 -0.003 -0.082 (1.56) (0.08) (1.15) L2. LNREERI 0.780 -0.222 0.141 (0.73) (0.97) (0.31) L2. LNFD2I 1.239 0.100 0.793 (2.95) (1.10) (4.35) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .842 .396 .543 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .028 .283 .472 Тест за нормалност .213 .559 .880 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .394 .906 .834 Oбзервации 29 29 29 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

xiv

ВАР(3) LOGEXDOL LNREERI LNFD2I

Константа 5.941 -0.100 0.405 (4.60) (0.39) (0.73) По 2001 дами -0.222 0.011 0.023 (4.02) (0.98) (0.99) Дами 1999кв1 -0.087 -0.014 0.011 (0.79) (0.63) (0.23) Дами 1999кв2 -0.097 -0.050 -0.012 (0.94) (2.47) (0.26) L. LOGEXDOL 0.171 0.027 0.050 (0.78) (0.64) (0.54) L. LNREERI -1.943 0.552 -0.533 (1.50) (2.16) (0.96) L. LNFD2I -0.193 0.054 0.387 (0.34) (0.47) (1.58) L2. LOGEXDOL -0.248 0.003 -0.041 (1.20) (0.07) (0.46) L2. LNREERI -0.187 -0.009 0.694 (0.15) (0.04) (1.27) L2. LNFD2I 1.318 0.087 0.752 (2.80) (0.94) (3.75) L3. LOGEXDOL 0.024 -0.011 -0.073 (0.13) (0.31) (0.95) L3. LNREERI -0.062 0.147 -0.224 (0.05) (0.64) (0.45) L3. LNFD2I 0.694 -0.216 -0.239 (1.07) (1.70) (0.87) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .415 .112 .226 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .069 .004 .310 Тест за нормалност .059 .773 .547 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .598 .129 .415 Oбзервации 28 28 28 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката

xv

ВАР(4) LOGEXDOL LNREERI LNFD2I

Константа 7.017 0.533 0.804 (3.42) (1.71) (1.01) По 2001 дами -0.286 -0.012 -0.006 (3.03) (0.81) (0.15) Дами 1999кв1 -0.038 -0.004 0.048 (0.29) (0.18) (0.94) Дами 1999кв2 -0.075 -0.033 0.018 (0.59) (1.71) (0.37) L. LOGEXDOL -0.026 -0.029 -0.047 (0.08) (0.60) (0.37) L. LNREERI -2.107 0.582 -0.557 (1.47) (2.68) (1.00) L. LNFD2I 0.295 0.155 0.696 (0.33) (1.14) (2.01) L2. LOGEXDOL -0.317 -0.040 -0.048 (1.30) (1.08) (0.51) L2. LNREERI -0.883 -0.370 0.128 (0.53) (1.46) (0.20) L2. LNFD2I 1.060 -0.042 0.512 (1.28) (0.34) (1.60) L3. LOGEXDOL 0.083 0.039 -0.100 (0.34) (1.05) (1.08) L3. LNREERI -0.863 0.108 -0.471 (0.53) (0.44) (0.75) L3. LNFD2I 0.658 -0.274 -0.378 (0.85) (2.32) (1.26) L4. LOGEXDOL 0.003 -0.065 0.050 (0.02) (1.96) (0.60) L4. LNREERI 0.147 -0.206 -0.685 (0.11) (1.00) (1.30) L4. LNFD2I 0.545 0.351 0.518 (0.54) (2.28) (1.32) Lagrange multiplier тест за сериска корелација во резидуалите .022 .002 .107 Ramsey-евиот RESET тест за функционална форма .681 .082 .021 Тест за нормалност .054 .927 .551 Тест за хетероскедастичност (Koenker-Basset) .469 .723 .461 Oбзервации 27 27 27 Во заградите се дадени апсолутните вредности на t статистиката